Article 4

Revue Marocaine de Comptabilité, Contrôle et Audit (REMACCA) - ISSN : 2028-8352

Relation entre l’étendue de la divulgation volontaire et les mécanismes internes de gouvernance: Substitution ou

complémentarité ?

Raida CHAKROUN

Revue Marocaine de Comptabilité, Contrôle et Audit, n°1, avril 2013, p.89-126 Site Web: www.cca-maroc.com/remacca

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Relation entre l’étendue de la divulgation

volontaire et les mécanismes internes de

gouvernance: Substitution ou

complémentarité ?

Raïda CHAKROUN1

Résumé

L’objectif principal de ce papier est l’analyse de l’impact de la structure de propriété et

de la composition du conseil d’administration sur l’étendue de la divulgation volontaire

dans les rapports annuels. Cette recherche porte sur des données en Panel des

entreprises tunisiennes cotées du secteur non financier sur les années 2003-2008.

Les résultats de cette étude démontrent une augmentation de l’étendue de la divulgation

volontaire sur la période étudiée. Les résultats révèlent, aussi, que cette étendue est

considérée comme peu élevée mais pas trop faible. De plus, les résultats indiquent que

les mécanismes internes de gouvernance sont parfois des substituts (présence d’un

actionnaire dominant et propriété institutionnelle) et parfois des compléments (propriété

managériale) à l’étendue de la divulgation volontaire. Cependant, les analyses de

sensibilité n’ont pas prouvé l’existence d’une relation non monotone entre la propriété

managériale et l’étendue de la divulgation volontaire.

Mots clés : divulgation volontaire, rapports annuels, structure de propriété, conseil

d’administration

Abstract

The main objective of this paper is the analysis of the impact of the ownership structure

and of the composition of the Board on the extent of voluntary disclosure in the annual

reports. This research focuses on Panel data of Tunisian non financial listed firms for

the years 2003-2008.

The results of this study show an increase in the extent of the voluntary disclosure over

the studied period. The results reveal that this extent is regarded as relatively low but

not too weak. Moreover, the results indicate that the internal mechanisms of

governance are sometimes substitutes (presence of a dominant shareholder and

institutional ownership) and sometimes complements (managerial ownership) of the

extent of voluntary disclosure. However, the analyses of sensitivity did not prove the

existence of a non monotonous relation between the managerial property and the extent

of the voluntary disclosure.

Key words: voluntary disclosure, annual reports, ownership structure, board of

administrators

1 Assistante de l’enseignement supérieur à l’ISAA de Sfax, Université de Sfax. E-mail : [email protected]

mailto:[email protected]



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Introduction

La divulgation de l’entreprise fiable et pertinente est une manifestation de la

transparence comptable. Cependant, la divulgation seule n’assure pas complètement le

besoin pour la transparence [Nurunnabi, Waresul Karim et Norton (2011)]. Nous

distinguons, la divulgation obligatoire exigée par des prescriptions réglementaires de la

divulgation volontaire dont l’initiative appartient aux dirigeants et qui dépasse le champ

réglementaire et fait partie intégrante de la politique stratégique de communication des

entreprises. Avec la séparation entre la propriété et la gestion des entreprises, la

divulgation volontaire de l’entreprise se présente comme un moyen principal de

communication entre les dirigeants et les investisseurs externes. Ce moyen est essentiel

au fonctionnement d’un marché de capitaux efficient [Healy et Palepu (2001)]. La

divulgation d’informations volontaires constitue un jeu de forces incitatives et de forces

dissuasives [Graham et al. (2005)]. De plus, la politique de divulgation volontaire

diffère d’un pays à un autre et d’une entreprise à une autre. Les études de Samaha et

Dahawy (2010), Samaha et Dahawy (2011), Li et Qi (2008), de Lim et al. (2007), de

Patelli et Prencipe (2007), de Barako et al. (2006), d’Arcay et Vázquez (2005), de Gul

et Leung (2004), d’Eng et Mak (2003) et de Chen et Jaggi (2000) ont examiné les liens

entre les mécanismes internes de gouvernance et l’étendue de la divulgation volontaire

d’informations dans les rapports annuels (mécanisme externe de gouvernance).

La qualité du reporting financier dans les pays émergents se présente comme une

préoccupation majeure pour la communauté financière internationale. La divulgation

d’informations dans le rapport annuel de gestion est une forme de présentation

d’information qui n’est pas encore rigoureusement réglementée en Tunisie, ce qui rend

utile les recherches dans ce domaine. La Tunisie est un pays émergent nord africain qui

appartient à la zone MENA. Son environnement économico-juridique a subi des

réformes majeures dernièrement. Il y a eu la promulgation de la loi n°2005-96 relative

au renforcement de la sécurité des relations financière ; la publication par l’institut arabe

des chefs d’entreprises (IACE) du guide de bonnes pratiques de gouvernance des

entreprises tunisiennes (GBPGET) en 2008 et sa mise à jour en 2012 ; la publication par



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l’IACE du guide du rapport annuel des entreprises tunisiennes (GRAET) en 2009 ; ainsi

que l’inauguration du centre tunisien de gouvernance d’entreprise (CTGE) en 2009.

Ce papier se base sur deux constats. Le premier constat se manifeste par le fait que

plusieurs entreprises tunisiennes sont encore réticentes à divulguer des informations

volontaires dans leurs rapports annuels [Nekhili et Fakhfakh (2008) et Khlifi et Bouri

(2008)]. Le deuxième constat se manifeste par l’insatisfaction des utilisateurs externes

des rapports annuels par rapport au contenu de ces rapports en informations nécessaires

à leurs prises de décisions [Yaich (2006), Chakroun (2012) et Madani et Sammari

(2009)]. Les deux constats nous amènent à nous interroger pourquoi l’étendue de la

divulgation volontaire des entreprises tunisiennes dans les rapports annuels ne répond

pas aux attentes de leurs utilisateurs externes, et ce en dépit des réglementations et

recommandations de certains organismes appelant à plus de transparence. Plus

précisément, notre questionnement est le suivant : dans quelle mesure la divulgation des

informations volontaires dans les rapports annuels des entreprises cotées à la Bourse des

Valeurs Mobilières de Tunis (BVMT) est influencée par les mécanismes internes de

gouvernance d’entreprise ?

Notre recherche se situe dans le courant des études sur la divulgation volontaire au

niveau des rapports annuels dans les pays émergents. Notre objectif est l’analyse des

relations entre les mécanismes internes de gouvernance et l’étendue de la divulgation

volontaire. Devant l’absence d’unanimité et l’incertitude quant à ces relations dans la

littérature antérieure et la rareté des travaux antérieurs sur les marchés émergents, nous

nous proposons d’élucider le phénomène de la divulgation volontaire dans le marché

émergent tunisien. Les apports de notre recherche se situent à plusieurs plans. En

premier lieu, l’adaptation de l’indice de Botosan (1997) au contexte tunisien. En

deuxième lieu, l’analyse de l’évolution du comportement discrétionnaire de divulgation

volontaire au niveau des rapports annuels sur la période d’étude. En troisième lieu,

l’analyse des effets d’interaction (substituabilité / complémentarité) entre l’étendue de la

divulgation volontaire et les mécanismes internes de gouvernance d’entreprise. A la

lumière des développements ci-dessus, nous nous proposons de procéder en deux

étapes :



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1. Analyser l’évolution dans le temps du comportement discrétionnaire en matière

de divulgation volontaire d’informations au niveau des rapports annuels.

2. Déterminer les facteurs explicatifs, qui se rapportent aux mécanismes internes de

gouvernance des entreprises, de la divergence entre les entreprises tunisiennes

cotées au niveau de leurs politiques de divulgation volontaire dans les rapports

annuels.

Afin de réaliser notre objectif, nous nous basons sur un échantillon d’entreprises cotées

à la (BVMT) du secteur non financier et observées sur la période 2003-2008 (144

entreprise-année) et nous menons une enquête par questionnaire auprès d’un échantillon

de 40 analystes financiers et gérants de portefeuilles tunisiens. Le choix de la période

d’analyse est motivé par l’étude de l’étendue de la divulgation volontaire dans les

rapports annuels sur les périodes antérieures et postérieures à la promulgation de la loi

n°2005-96 relative au renforcement de la sécurité des relations financières. Nous

cherchons à expliquer l’effet des mécanismes internes de gouvernance sur l’étendue de

la divulgation volontaire via une régression sur données de Panel. Les résultats de cette

étude démontrent une augmentation de l’étendue de la divulgation volontaire sur la

période étudiée. Les résultats révèlent, aussi, que cette étendue est considérée comme

peu élevée mais pas trop faible. De plus, les résultats indiquent que les mécanismes

internes de gouvernance représentent parfois des substituts (présence d’un actionnaire

dominant et propriété institutionnelle) et représentent parfois des compléments

(propriété managériale) à l’étendue de la divulgation volontaire.

Ce papier est organisé comme suit, la première section est consacrée à la présentation

des cadres théorique et institutionnel de l’étude. La formulation des hypothèses sur la

base d’une synthèse de la revue de la littérature a été effectuée dans la deuxième

section. La méthodologie de l’étude a été présentée dans la troisième section. Enfin, les

résultats empiriques sont discutés dans la quatrième section.



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I. Cadre théorique et cadre institutionnel de l’étude

1. Cadre théorique

Selon la théorie économique de l’information, le processus de divulgation volontaire

d’informations résulte d’un arbitrage entre l’économie de coûts (coûts d’agence, coûts

politiques, coûts du capital) que cette divulgation pourrait engendrer à l’entreprise et la

génération de coûts (coûts de propriété principalement) que cette divulgation pourrait

inversement engendrer [Darrough et Soughton (1990)]. Autrement dit, l’entreprise ne

divulgue que lorsque les avantages de cette divulgation dépassent les coûts qu’elle

cause. Il est essentiel, alors, de définir les multiples assises théoriques sur lesquelles

repose l’interaction entre les mécanismes de gouvernance et la pratique de la

divulgation volontaire. A cet égard, Khlifi et Bouri (2010) concluent qu’il est

convenable de mobiliser différents fondements théoriques pour expliquer le phénomène

de la divulgation volontaire puisqu'il n'existe pas une théorie spécifique pour

l’expliquer. Ces auteurs présentent : la théorie de l’agence, la théorie des signaux, la

théorie de l’économie politique, la théorie de la légitimité, la théorie des parties

prenantes et la théorie des coûts de propriété comme principales explications théoriques

de la divulgation volontaire.

2. Cadre réglementaire du rapport annuel de gestion en Tunisie

La communication économique demeure un domaine très faiblement réglementé en

Tunisie malgré les dispositions du code des sociétés commerciales, du système

comptable des entreprises et du règlement du conseil du marché. Par conséquent, les

dirigeants disposent d’une large marge de liberté pour déterminer le contenu du rapport

annuel de gestion.

Le champ d’application du code des sociétés commerciales s’étend à l’ensemble des

sociétés commerciales. Selon l’article 201 de ce code, les obligations légales relatives

au rapport de gestion se réduisent à présenter un rapport de gestion « détaillé ». Dans le

système comptable des entreprises et au niveau du paragraphe 83 du cadre conceptuel

de la comptabilité tunisien, le législateur incite les entreprises à porter un intérêt aux

informations qui dépassent la dimension financière pour atteindre d’autres dimensions



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« telles que la dimension sociale, la dimension écologique, ainsi que la dimension

technologique ». L’article 44 nouveau du règlement du conseil du marché financier (tel

que modifié par l’arrêté du ministre des finances du 17 Septembre 2008) renvoie à une

annexe qui établit un modèle standard de rapport de gestion regroupant l’ensemble des

informations obligatoires prévues au sein de rubriques bien définies. De plus cet article

annonce que la société peut insérer dans son rapport annuel d’autres rubriques

spécifiques à son activité en plus de celles mentionnées. En outre, le CMF a publié le 8

Février 2010 un communiqué qui s’intitule : « Rappel aux sociétés faisant appel public

à l’épargne : Rapport d’activité » afin de rappeler aux sociétés faisant appel public à

l’épargne les rubriques d’informations obligatoires à inclure dans leurs rapports annuels

de gestion ».

D’après l’étude de Nurunnabi, Waresul Karim et Norton (2011) effectuée sur le

contexte du Bangladesh, la réglementation est importante pour atteindre la transparence

comptable mais cette dernière est aussi fonction de la culture de l’entreprise qui ne

change pas du jour au lendemain à moins qu’il y une augmentation de la pression des

actionnaires et des bailleurs de fonds. En effet, la transparence ne peut pas être atteinte

par la réglementation uniquement.

3. La divulgation volontaire et la transparence financière en Tunisie

Généralement les entreprises tunisiennes s’adressent, pour se financer, en premier lieu

aux banques et non pas au marché financier. Ce marché est considéré comme peu

développé malgré les programmes de développement et de libéralisation financière

accomplis dernièrement. Dans le contexte tunisien où la propriété est fortement

concentrée, les actionnaires minoritaires sont mal protégés légalement et sont dominés

par les actionnaires majoritaires.

L’impératif du développement économique et social, la volonté de faire accéder le pays

à un autre palier de croissance et l’aspiration à faire de la BVMT une plateforme

financière régionale sont autant de raisons qui remettent la transparence financière et la

gouvernance d’entreprise au cœur de l’actualité et des débats en Tunisie. C’est ainsi que

l’IACE a publié le GBPGET en 2008 et a procédé à sa mise à jour en 2012. Dans ce



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sens, dans le chapitre intitulé « Droits des actionnaires » de ce guide et au niveau du

paragraphe « Le droit à l’information des actionnaires » ses auteurs insistent sur le droit

à l’information des actionnaires. En effet, toute entreprise qui décide d’adopter le guide

doit garantir un traitement informationnel égal à tous les actionnaires afin qu’ils

puissent exercer convenablement leurs droits. Il a y eu aussi l’établissement du CTGE

au sein de l’IACE dans le but d’œuvrer à restaurer la confiance des investisseurs à

travers des réflexions sur les bonnes pratiques de gouvernance. Convaincu que la

transparence est l’un des piliers de la gouvernance l’IACE a également publié le

GRAET en 2009. Ce guide est destiné à donner les indications de base concernant le

contenu des différentes rubriques du rapport annuel. Il apporte des éléments de réponse

aux responsables de la rédaction des rapports annuels, soucieux de mieux informer les

partenaires de la société. Son objectif consiste aussi à faciliter la lecture des rapports

annuels, à harmoniser et à assurer une plus grande homogénéité de leur contenu.

II. Revue de la littérature et formulation des hypothèses

1. Impact de la composition du conseil d’administration sur la divulgation

volontaire

Nous examinons les effets de l’indépendance du conseil d’administration, de sa taille,

de la présence d’une structure de leadership et de la propriété des administrateurs sur

l’étendue de la divulgation volontaire dans les rapports annuels.

La plupart des auteurs ont affirmé que le conseil d’administration est plus efficace si la

majorité de ses membres sont « externes », c'est-à-dire indépendants de la direction, par

opposition aux membres « internes » qui sont les dirigeants salariés. Les administrateurs

« externes non exécutifs » sont perçus comme étant un outil interne de contrôle et leur

présence contribue à rendre le système de gouvernance de l’entreprise plus efficace.

Lim et al. (2007) affirment que les coûts engendrés par l’insertion des administrateurs

indépendants sont classés parmi les coûts de surveillance (d’agence) pour contrôler le

comportement du dirigeant. Il est à signaler qu’Ibrahim et Abdul Samad (2011)

affirment, dans le contexte de la Malaisie, que dans le cadre d’entreprises familiales

l’administrateur indépendant n’influence pas les coûts d’agence. Par contre, l’entreprise



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non familiale a besoin des administrateurs indépendants pour sa direction, ce qui

engendre par conséquent la réduction des conflits d’agence avec les actionnaires.

Le législateur tunisien a introduit la notion d’administrateurs indépendants dans l’article

196 du CSC. D’après cet article le fait d’être actionnaire n’est pas obligatoire pour être

membre du conseil d’administration d’une société anonyme. Le GBPGET (2008)

recommande qu’au moins le tiers des membres du conseil d’administration soient

indépendants. Mais il est à signaler qu’aucune réglementation n’oblige l’entreprise à

intégrer des membres indépendants dans son conseil d’administration. Les études

d’Apostolou et Nanopoulos (2009), de Lim et al. (2007)i de Cheng et Courtenay (2006),

de Samaha et Dahawy (2010) et de Chen et Jaggi (2000) montrent l’existence d’une

relation positive entre l’indépendance du conseil d’administration et l’étendue

d’informations volontaires divulguées. Nous supposons que la présence des

administrateurs externes dans le conseil d’administration le rend plus indépendant ce

qui pourrait favoriser une étendue élevée de divulgation volontaire. Nous nous

proposons, alors, de formuler l’hypothèse suivante.

Hypothèse 1.1 : Il existe une relation positive entre l’indépendance du conseil

d’administration et l’étendue de la divulgation volontaire dans les rapports annuels.

La relation entre la taille du conseil d’administration et la divulgation volontaire est

mitigée. D’un côté, un conseil d’administration de grande taille peut trouver une

difficulté dans la coordination entre ses membres pour déterminer l’étendue des

informations à divulguer volontairement. D’un autre côté, une grande taille du conseil

d’administration pourrait favoriser l’augmentation de la probabilité d’existence des

administrateurs qui incitent à divulguer volontairement.

L’étendue de la divulgation volontaire est une décision stratégique du conseil

d'administrateurs. Selon Chen et Jaggi (2000), un nombre d'administrateurs élevé dans

le conseil d'administration peut réduire le risque de l'asymétrie d'information. Dans un

environnement fortement incertain, l'incertitude et le manque d’informations peuvent

être réduites par un conseil d'administration de grande taille. Dans ce sens, l’étendue de

la divulgation volontaire est susceptible d'augmenter avec l'augmentation du nombre



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d’administrateurs puisque l'expérience et l'expertise collective du conseil

d'administration vont augmenter avec l’augmentation du nombre d’administrateurs.

Dans la même veine, l’étude d’Abdur Rouf (2010) montre l’existence d’une relation

positive entre la taille du conseil d’administration et l’étendue de la divulgation

volontaire. En fait, l’augmentation du nombre d’administrateurs siégeant au conseil

favorise l’augmentation de son expérience et de son expertise collective et donc, la

motivation à la divulgation d'informations volontaires sera plus élevée.

D’après l’article 189 du CSC, le nombre d’administrateurs est déterminé de façon

délibérée dans les statuts de l’entreprise (il est compris entre trois membres au moins et

douze membres au plus). Puisqu’il est probable que les conseils d’administration de

grande taille favorisent l’augmentation de l’étendue de la divulgation volontaire dans les

rapports annuels, nous formulons l’hypothèse suivante.

Hypothèse 1.2 : Il existe une relation positive entre la taille du conseil d’administration

et l’étendue de la divulgation volontaire dans les rapports annuels.

Arcay et Vázquez (2005) affirment que la forte concentration de propriété et la faible

séparation entre la propriété et la gestion, dans les entreprises familiales surtout,

favorisent la présence de la structure de leadership dans leurs conseils d’administration.

D’après la théorie de l’intendance, le PDG qui cumule les fonctions de DG et de PCA

n’agit pas à l’encontre des intérêts des actionnaires. Dans ce cas, les intérêts de la

personnalité dominante de l’entreprise sont alignés avec ceux des autres actionnaires, la

présence de cette personnalité pourrait engendrer l’augmentation de l’étendue de la

divulgation volontaire [Haniffa et Cooke (2002)]. Il est à noter qu’Ibrahim et Abdul

Samad (2011) trouvent, dans le contexte de la Malaisie, que l’entreprise familiale

présente moins de conflits d’agence lorsqu’il existe une séparation des fonctions DG /

PCA. Par contre, l’entreprise non familiale présente plus de conflits d’agence lorsqu’il

existe cette séparation de fonctions.

Si le PCA est en même temps un DG, il peut dans ce cas mener la stratégie de

l’entreprise vers les intérêts des autres actionnaires. Cette position de leadership

favorise qu’une même personne connaisse l’entreprise de prés et la dirige en prenant en



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compte les intérêts de tous les actionnaires. Selon la théorie de l’intendance, il existe

une convergence entre les intérêts de la personnalité dominante de l’entreprise qui

cumule les fonctions de DG et de PCA et qui est actionnaire et les intérêts des autres

actionnaires. Selon la théorie de l'intendance et l’hypothèse de l’alignement des intérêts

de la personnalité dominante avec ceux des autres actionnaires et à l’instar des résultats

de Barako (2007), de Chakroun et Matoussi (2012) et de Felo (2009) nous formulons

l’hypothèse suivante.

Hypothèse 1.3 : L’étendue de la divulgation volontaire dans les rapports annuels est

plus élevée pour les entreprises où il y a un cumul de fonctions DG/PCA que pour les

autres entreprises.

Lorsque la propriété est concentrée, les actionnaires majoritaires sont capables de

prendre une position de leadership dans la direction de l’entreprise ce qui réduit les

problèmes d’agence (de type I) dus aux conflits entre les actionnaires et les dirigeants.

D’après Jensen et Meckling (1976), lorsque la propriété (les actionnaires) et la gestion

(les dirigeants) sont séparées, les coûts d’agence potentiels augmentent à cause des

conflits d’intérêt entre les parties contractantes (dirigeants et actionnaires). Par

conséquent, la propriété managériale vient réduire les problèmes d’agence et

l’opportunisme managérial causés par la séparation entre la propriété et le contrôle. Il en

découle que la propriété managériale peut être un facteur d’incitation à la divulgation

volontaire dans les rapports annuels.

Li et Qi (2008), Chakroun et Matoussi (2012) et Tower et al. (2011) prouvent

l’existence d’une relation positive entre la propriété managériale et l’étendue de la

divulgation volontaire. C'est-à-dire, plus les administrateurs détiennent d’actions, plus

ils sont encouragés à faire augmenter l’étendue de la divulgation volontaire de

l’entreprise. Selon l’hypothèse de l’alignement des intérêts, lorsque les administrateurs

détiennent une part importante d’actions de l’entreprise, dans ce cas la propriété et la

gestion seront réunies chez les mêmes personnes. Ensuite les intérêts de ces

actionnaires administrateurs ont tendance à converger avec ceux des actionnaires non

administrateurs. Parmi ces intérêts existe la divulgation volontaire dans les rapports



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annuels qui représente un intérêt majeur pour les actionnaires non administrateurs. Nous

nous proposons, alors, de tester l’hypothèse suivante.

Hypothèse 1.4 : Il existe une relation positive entre la propriété des administrateurs et

l’étendue de la divulgation volontaire dans les rapports annuels.

2. Impact de la structure de propriété sur la divulgation volontaire

Nous nous intéressons à trois aspects de la structure de propriété des entreprises qui sont

susceptibles d’influencer l’étendue de la divulgation volontaire. Ces aspects sont : la

présence d’un actionnaire dominant, la propriété des investisseurs institutionnels et le

contrôle familial.

En se référant à la théorie d’agence, la demande d’informations sur l’entreprise est très

intense lorsque l’asymétrie informationnelle est importante entre l’actionnaire dominant

et les petits actionnaires. Plus spécifiquement, ces petits actionnaires « outsiders » n’ont

pas suffisamment de pouvoir et de moyens pour dicter la nature de l’information qui

leur est communiquée et ils sont par conséquent contraints de s’appuyer sur les

informations divulguées dans les rapports annuels. Dans ce cas, l’actionnaire dominant

peut représenter une menace d’expropriation pour les actionnaires minoritaires lorsque

sa présence cause une faible étendue de divulgation volontaire dans les rapports

annuels. La structure du capital des entreprises tunisiennes cotées est caractérisée par

une forte concentration et ce comme les autres pays arabes.

En se référant à Patelli et Prencipe (2007) et à Ho et Wong (2001a), dans les situations

où le capital est entre les mains d’un nombre réduit d’actionnaires, les conflits d’intérêt

ne sont plus entre les dirigeants et les actionnaires (problèmes d’agence de type I), mais

plutôt entre les actionnaires majoritaires et les actionnaires minoritaires (problèmes

d’agence de type II). L’étude de Haniffa et Cooke (2002) sur le contexte de la Malaisie

et les études de Bouri et Khlifi (2007) et de Chakroun et Matoussi (2012) sur le contexte

tunisien affirment l’existence d’une relation négative entre la concentration de propriété

et l’étendue de la divulgation volontaire. Il est supposé, alors, que la dispersion de



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l’actionnariat augmente les conflits d’agence de type II et l’asymétrie informationnelle.

A la lumière de ce qui précède, nous formulons l’hypothèse suivante.


plus faible pour les entreprises où il y a un actionnaire dominant que pour les autres

entreprises.

Xiao et al. (2004) et Ben Ali et al. (2009) montrent l’existence d’un effet positif de la

propriété des investisseurs institutionnels sur l’étendue de la divulgation volontaire. En

effet, ces investisseurs demandent une communication économique transparente.

Dans ce sens, les investisseurs institutionnels tunisiens pourraient jouer un rôle positif

dans la surveillance de la gestion de l’entreprise et pourraient favoriser la divulgation

des informations volontaires afin de satisfaire leurs responsabilités fiduciaires et

d’améliorer la performance du leurs portefeuilles. Par conséquent, les dirigeants des

entreprises avec un actionnariat institutionnel important devraient être incités à

divulguer volontairement des informations afin de profiter de la confiance de ces

actionnaires. Il s’avère, alors, que la forte propriété des investisseurs institutionnels

pourrait garantir au marché financier que l’entreprise veille à assurer la protection des

intérêts des actionnaires minoritaires à travers l’augmentation de l’étendue de la

divulgation des informations volontaires. Nous formulons par la suite l’hypothèse

suivante.

Hypothèse 2.2 : Il existe une relation positive entre la propriété des investisseurs

institutionnels et l’étendue de la divulgation volontaire dans les rapports annuels.

Au niveau des entreprises familiales, les problèmes se posent au niveau de la relation

triple : famille, actionnaires minoritaires et dirigeants. Les intérêts divergents de ces

trois principaux acteurs ont abouti dans un certain nombre de cas à des conflits majeurs

qui se sont avérés néfastes pour le processus de création de valeur et pour les

performances de l’entreprise. Une famille qui détient la majorité du capital n’a pas

forcément les mêmes intérêts et les mêmes attentes que les actionnaires minoritaires. En

effet, les actionnaires membres de la famille de contrôle participent dans la gestion de

l’entreprise et ont tendance à exécuter les projets de la famille au détriment des autres



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actionnaires minoritaires. Dans les entreprises familiales, il existe une relation d’agence

entre les actionnaires majoritaires (membres de la famille) et les actionnaires

minoritaires [Prencipe (2004)].

Villalonga et Amit (2006), Chen et al. (2006), Chau et Gray (2002) et Ho et Wong

(2001) affirment l’existence d’une relation négative entre le contrôle familial de

l’entreprise et l’étendue de la divulgation volontaire. En plus, selon le GBPGET

(2008) : « Outre les mécanismes traditionnels visant à produire, à partager l’information

et à assurer la transparence des activités, la gouvernance des entreprises familiales

devrait permettre de :

- Mettre en place des instruments, des procédures, des techniques et un système

d’information permettant de produire en quantité, qualité et dans des délais

satisfaisants une information fiable sur le fonctionnement réel de l’entreprise.

- Veiller à la qualité et l’égalité de l’information de tous les actionnaires et de tous

les membres de la famille… ».

Nous supposons que le niveau de divulgation volontaire est susceptible d’être plus

faible dans les entreprises familiales que dans les entreprises non familiales. En effet,

dans l’entreprise familiale, les membres de la famille participent à sa gestion et sont des

membres de son conseil d’administration. Nous supposons que les problèmes d’agence

de type II priment sur les prédictions de la théorie de l’intendance dans le contexte

tunisien et nous nous proposons par la suite de formuler l’hypothèse suivante.


plus faible pour les entreprises contrôlées par une famille que pour les autres

entreprises.

III. Stratégie de vérification des hypothèses

1. Elaboration de la liste des items de l’indice de divulgation volontaire

Healy et Palepu (2001) affirment que la plus grande limite rencontrée dans les études

sur la divulgation est la difficulté dans la mesure de l’étendue de la divulgation

volontaire. Pour mesurer cette étendue nous avons construit un indice de divulgation



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volontaire en nous basant sur l’indice de Botosan (1997). Dans un premier temps, nous

avons bien vérifié que la divulgation de tous les items de l’indice n’est pas obligatoire

selon la législation comptable tunisienne. Dans un deuxième temps, nous avons

supprimé huit items parce qu’ils ne sont divulgués par aucune entreprise de notre

échantillon. Dans un troisième temps, nous avons ajouté trois catégories d’information :

l’information sur les actifs incorporels, l’information sociale et environnementale et

l’information sur la gouvernance. En effet, de nombreuses études se sont basées sur

l’indice de Botosan (1997). De même, Patelli et Prencipe (2007) se sont basés sur

l’indice de Botosan (1997) en l’adaptant au contexte italien. De même, Gul et Leung

(2004) se sont basés sur l’indice de Botosan (1997) tout en adaptant ses items selon les

spécificités de l’environnement informationnel en Hong Kong.

2. Calcul de l’indice de divulgation volontaire

Selon l’approche dichotomique ou binaire, la liste préétablie des items volontaires est

confrontée aux informations contenues dans les rapports annuels. Pour chaque

entreprise, un score de divulgation est calculé. Ainsi, l’item prend la valeur « 1 » s’il est

divulgué et prend la valeur « 0 » s’il n’est pas divulgué, sans aucune pondération.

L’étendue de la divulgation est mesurée par le rapport entre le score calculé pour

l’entreprise et le score maximum possible pour l’entreprise en question. Ainsi, les

entreprises ne seront pas pénalisées par la non divulgation d’items qui ne sont pas

pertinents à leurs activitésii. L’indice de divulgation non pondéré qui représente notre

premier « proxy » de l’étendue de la divulgation volontaire dans les rapports annuels se

calcule selon la formule suivante :

IDIV non pondéré i =

72

1J

x ji / Mi

Avec : Mi : nombre maximum d’items dont la divulgation est possible pour l’entreprise

« i »; Mi ≤ 72 ; x ij = « 1 » si le j ème

item est divulgué et = « 0 » sinon.

L’approche dichotomique ne reflète pas l’utilité relative de chaque item et admet que

tous les items procurent la même utilité pour l’utilisateur du rapport annuel. Nous



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utilisons de plus une deuxième « proxy » de l’étendue de la divulgation volontaire. Pour

appliquer l’approche pondérée nous avons choisi les analystes financiers et les gérants

de portefeuilles comme groupe particulier d’utilisateurs des rapports annuels. Nous

avons circulé directement 62 questionnaires à la population en question et nous avons

obtenu un taux de réponse de 64,51%. La taille de l’échantillon final est de 40 analystes

financiers et gérants de portefeuilles qui travaillent chez les intermédiaires en bourse.

Les répondants ont exprimé le degré d’utilité qu’ils accordent aux items de notre liste en

attribuant une note sur une échelle de Likert à cinq points (avec 1 = pas utile jusqu’à 5 =

très utile). Ainsi, nous affectons une pondération à chaque item et cette pondération

traduit son utilité relative selon le groupe d’utilisateurs des rapports annuels choisi

[Barako et al. (2006) et Prencipe (2004)]. Chaque item divulgué est pondéré par son

poids qui correspond à la moyenne des points qui lui ont été attribués par les répondants

(voir Annexe n°1). L’item prend « le poids » qui lui a été attribué par les répondants s’il

est divulgué et prend « 0 » sinon. Ainsi l’indice de la divulgation volontaire dans les

rapports annuels pondéré se calcule selon la formule suivante

IDIV pondéré i =

72

1J

x ij*P j /

Mi

J 1

Pj

Avec : Mi : nombre maximum d’items dont la divulgation est possible pour l’entreprise

« i » ; Mi ≤ 72 ; x ij = « 1 » si le j ème

item est publié et = « 0 » sinon ; P j : poids du j ème

item

3. Echantillon et données

L’échantillon est composé par des entreprises cotées à la bourse des valeurs mobilières

de Tunis (BVMT). Nous nous intéressons aux entreprises cotées qui sont attentives à

leur politique de divulgation volontaire dans leurs rapports annuels. Puisque la

divulgation des entreprises du secteur financier (bancaire, services financiers et

assurance) est spécifique, nous limitons notre échantillon aux entreprises du secteur non

financier (industriel et de services). La période d’observation de notre étude s’étale sur

les années : 2003-2008. Nous avons choisi de mener notre étude sur une période de six

années pour englober les périodes pré et post- promulgation de la loi n°2005-96 relative



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au renforcement de la sécurité financière. En effet, la période pré-promulgation couvre

les trois années suivantes : 2003, 2004 et 2005 et la période post-promulgation couvre

les années : 2006, 2007 et 2008. Les données sont organisées, alors, sous forme de

données en Panel et notre échantillon se forme par 144 observations. Les données ont

été extraites des rapports annuels des entreprises et des informations relatives aux

entreprises cotées qui figurent dans le site web de la BVMT (http://www.bvmt.com.tn/).

Tableau 1 : Répartition des observations (entreprises-années)

Années 2003 2004 2005 2006 2007 2008 Total

Nombre d’entreprises 21 20 23 26 26 28 144

4. Présentation du modèle empirique

Nous nous intéressons aux effets d’interactions (complémentarité/substitution) entre les

mécanismes internes de la gouvernance d’entreprise et la divulgation volontaire à

travers un modèle de régression multiple sur des données en Panel. Cela va nous

permettre de vérifier le groupe d’hypothèses H 1 (les hypothèses H 1.1, H 1.2, H 1.3 et

H 1.4) relatif aux effets de la composition du conseil d’administration sur l’étendue de

la divulgation volontaire et le groupe d’hypothèses H 2 (les hypothèses H 2.1, H 2.2 et

H 2.3) relatif aux effets de la structure de propriété sur l’étendue de la divulgation

volontaire. Les mesures des variables et les signes attendues sont présentés à l’Annexe

n°2.

Modèle de la régression multiple :

IDIV it = β0 + β1 ICA it + β2 LNTCA it + β3 DUAL it + β4 PADM it + β5 CONC it +

β6 PINST it + β7 FAM it + β8 LNTA it + β9 END it + β10 LNCOT it + β11 QAU it + εit

Les indices i et t correspondent respectivement à l’entreprise et à l’année (2003-2008)

IDIV = Indice de divulgation volontaire.

ICA = (Nombre des administrateurs externes / Nombre total des administrateurs)*100.

LNTCA = Log (nombre total des administrateurs).

DUAL = 1 si une personne cumule les fonctions de DG et de PCA et = 0 sinon.

PADM = Le pourcentage d’actions détenues par les administrateurs.

http://www.bvmt.com.tn/



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CONC =1 s’il y a présence d’un actionnaire qui possède 50 % ou plus du capital et = 0

sinon.

PINST = Le pourcentage d’actions détenues par les investisseurs institutionnels.

FAM = 1 si l’entreprise est contrôlée par une famille et = 0 sinon.

LNTA = Log (Total actif).

END = (Total des dettes / Total actif)*100.

LNCOT = Log (Durée de cotation de la entreprise en bourse en année).

QAU = 1 si l’entreprise est auditée au moins par un « Big 4 » et = 0 sinon.

IV. Résultats empiriques et discussion

1. Statistiques descriptives

Tableau 2 : Aperçu descriptif de la variable dépendante Indice Pondéré de

divulgation volontaire (IDIV) pour les années 2003 et 2008

IDIV (%) 2003 2008

Inférieur à 10 0

(0%)

0

(0%)

11 - 20 2

(9,52%)

1

(3,57%)

21 -30 3

(14,28%)

1

(3,57%)

31-40 4

(19,04%)

3

(10,71%)

41-50 9

(42,85%)

6

(21,42%)

51-60 3

(14,28%)

7

(25%)

61-70 0

(0%)

9

(32,14%)

71-80 0

(0%)

1

(3,57%)

81-90 0

(0%)

0

(0%)

Supérieur à 90 0

(0%)

0

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Le tableau montre le nombre et le pourcentage des entreprises dont l’indice de la

divulgation volontaire est inclus dans l’intervalle spécifié



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Le tableau 2 montre que les entreprises de notre échantillon ont augmenté leur étendue

de divulgation volontaire en 2008 par rapport à 2003. Cela est remarquable surtout pour

les intervalles de l’indice [51 - 60] et [61 - 70]. Ce résultat pourrait être expliqué par

l’influence de la réforme législative à savoir la promulgation de la loi n°2005-96

relative au renforcement de la sécurité des relations financières sur le comportement

discrétionnaire des entreprises en matière de divulgation volontaire. En effet, cette loi a

introduit des mesures imposant une plus grande obligation de rendre compte à la charge

des entreprises et des commissaires aux comptes afin de renforcer la transparence et la

bonne gouvernance des entreprises.

Tableau 3 : Statistiques descriptives des indices de la divulgation volontaire et des

variables indépendantes continues

Variables

Dépendantes

Moyenne Médiane Ecart type Minimum Maximum

IDIV non pond 47,95 50 13,74 9,72 76,27

IDIV pond 48,54 50,62 13,70 10,10 76,17

Variables indépendantes continues

PINST (%) 15,35 9,59 17,87 0 81,65

TCA 9,06 9 2,13 3 12

LNTCA 2,17 2,19 0,28 1,09 2,48

ICA (%) 24,07 22,22 22,02 0 77,77

PADM (%) 59,46 63,69 18,67 0 100

Variables de contrôle continues

COT 8,29 8 4,74 1 19

LNCOT 1,88 2,07 0,76 0 2,94

END (%) 49 49,77 24,66 5,95 155,35iii

TA 122,277 53,508 242,651 13,054 1.306 ,175

LNTA 17,96 17,79 0,91 16,38 20,99

IDIV = indice global de divulgation volontaire. PINST = Le pourcentage d’actions détenues

par les investisseurs institutionnels. TCA = Nombre total des administrateurs. LNTCA =

Log (nombre total des administrateurs). ICA = (Nombre des administrateurs externes /

Nombre total des administrateurs)*100. PADM = Le pourcentage d’actions détenues par les

administrateurs. COT = Durée de cotation de la entreprise en bourse en année. LNCOT =

Log (Durée de cotation de la entreprise en bourse en année). END = (Total des dettes / Total

actif)*100. TA = Total actif (en Million de D). LNTA= Log (Total actif). N = 144

D’après le tableau ci-dessus, nous constatons que l’étendue de la divulgation volontaire

n’est pas élevée (les moyennes et médianes de la variable IDIV sont de l’ordre de 50%),



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cependant elle n’est pas très faible. Ce résultat pourrait être expliqué par l’influence de

la culture des entreprises tunisiennes sur l’étendue de la divulgation volontaire. De

même Samaha et Dahawy (2010) affirment que la faible étendue de la divulgation

volontaire détectée est le résultat de la grande discrétion qui caractérise la culture des

entreprises égyptiennes.

Nous remarquons un écart important entre la moyenne et la médiane de la variable

PINST. De plus, son minimum est de 0%, tandis que son maximum est de 81,65%. Cela

indique une grande variabilité de propriété des investisseurs institutionnels entre les

entreprises. Les statistiques relatives à la variable TCA révèlent que les conseils

d’administration des entreprises ont une tendance à être de grande taille (la moyenne de

cette variable est de 9,06 et sa médiane est de 9). De plus, nous remarquons que les

conseils d’administration des entreprises sont globalement peu indépendants (la

moyenne et la médiane de la variable ICA s’élèvent respectivement à 24,07% et à

22,22% et l’écart type de cette variable est très proche de sa moyenne et s’élève à

22,02). Cela indique la grande variabilité entre les entreprises pour l’indépendance de

leurs conseils d’administration. Enfin, nous constatons que les entreprises sont

caractérisées par une très forte propriété des administrateurs (la moyenne et la médiane

de la variable PADM s’élèvent respectivement à 59,46% et à 63,69%).

Tableau 4 : Récapitulation des statistiques descriptives des variables

indépendantes dichotomiques

Variables binaires N Variable = 1 Variable = 0

CONC

144 35

(24,30%)

109

(75,69%)

FAM 144 50

(34,72%)

94

(65,27%)

DUAL 144 96

(66,66%)

48

(33,33%)

QAU 144 51

(35,41%)

93

(64,58%)

CONC =1 s’il y a présence d’un actionnaire qui possède 50 % ou plus du capital et = 0

sinon. FAM = 1 si l’entreprise est contrôlée par une famille et = 0 sinon. DUAL = 1 si

une personne cumule les fonctions de DG et de PCA et = 0 sinon. QAU = 1 si

l’entreprise est auditée au moins par un « Big 4 » et = 0 sinon.



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D’après les statistiques de la variable CONC, nous remarquons qu’il existe dans 24,30%

des entreprises un actionnaire dominant qui possède plus que 50% du capital. Pour la

variable FAM, nous constatons que plus que le tiers des observations représente des

entreprises contrôlées par une famille ce qui reflète une dominance des entreprises

familiales dans le tissu économique tunisien. Pour la variable DUAL, 66,66% des

entreprises ont un PCA qui est en même temps un DG ce qui indique que le cumul de

fonctions est très répandu en Tunisie. Enfin, pour la variable QAU, seulement 35,41%

des entreprises observées ont un auditeur « Big 4 ».

2. Résultats et discussion de l’analyse multivariée

Nous n’avons pas détecté des observations aberrantes pour le modèle de régression

multiple. La matrice des coefficients de corrélation de Spearman entre les différentes

variables explicatives ne montre aucune corrélation supérieure à « 0,6 ». Nous trouvons

que les VIF sont inférieurs à la valeur seuil « 3 » pour toutes les variables. La moyenne

des VIF est égale à 1,59. Nous pouvons affirmer, alors, l’absence du problème de

multicolinéarité.

Tableau 5 : Résultats relatifs au modèle de régression multiple

Signes

prévus

IDIV pondéré

Coefficients z-statistic P>|z|

Constante ? 30,433 1,34 0,180

ICA + -0,0584 -1,08 0,278

LNTCA + 0,985 0,21 0,830

DUAL + 2,417 0,94 0,346

PADM + 0,211*** 3,12 0,002

CONC - -8,015** -2,47 0,014

PINST + -0,270*** -3,57 0,000

FAM - -2,056 -0,73 0,468

LNTA + 0,585 0,41 0,682

END + 0,061 1,19 0,236

LNCOT + -1,875 -1,15 0,250

QAU + 0,125 0,05 0,961

Nombre d’observations

Test de Fisher

Test de Chi-2

Test de Chi-2 (Test d’Hausman)

144

8,92***

46,41***

62,57***



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Test de Chi-2 (Test de Breusch-

Pagan)

Wald Chi-2

0,91

36,22***

*, ** et *** indiquent une significativité à un niveau inférieur à 10%, 5% et 1% respectivement

IDIV= Indice global de divulgation volontaire. ICA = (Nombre des administrateurs externes /

Nombre total des administrateurs)*100. LNTCA = Log (nombre total des administrateurs). DUAL

= 1 si une personne cumule les fonctions de DG et de PCA et = 0 sinon. PADM = Le pourcentage

d’actions détenues par les administrateurs. CONC =1 s’il y a présence d’un actionnaire qui

possède 50 % ou plus du capital et = 0 sinon. PINST = Le pourcentage d’actions détenues par les

investisseurs institutionnels. FAM = 1 si l’entreprise est contrôlée par une famille et = 0 sinon.

LNTA= Log (Total actif). END = (Total des dettes / Total actif)*100. LNCOT = Log (Durée de

cotation de la entreprise en bourse en année). QAU = 1 si l’entreprise est auditée au moins par un

« Big 4 » et = 0 sinon.

Le test de Fisher est significatif au seuil de 1% validant ainsi la significativité des effets

individuels fixes. Le test du multiplicateur de Lagrange suggéré par Breusch et Pagan

est significatif au seuil de 1% validant ainsi la significativité des effets individuels

aléatoires. Le test d’Hausman est significatif, donc, nous appliquons la spécification en

effets fixes. Le test d’hétéroscédasticité de Breusch-Pagan est non significatif ce qui

signifie que ce modèle vérifie l’hypothèse d’homoscédasticité (absence de problème

d’hétéroscédasticité). Nous utilisons le traitement statistique adéquat à travers

l’estimation des modèles par la méthode des moindres carrés généralisées (MCG) sans

correction pour l’hétéroscédasticité. Le test de Wald Chi-2 pour l’ajustement du modèle

affiche une valeur de 36,22 et il est significatif au seuil de 1%. Cela nous permet de

rejeter l’hypothèse de la nullité des coefficients.

Le coefficient négatif et non significatif de la variable ICA nous permet d’infirmer

l’hypothèse 1.1. Ce signe a été trouve dans les études de Barako et al. (2006) sur le

contexte Kenyan, de Gul et Leung (2004) sur le contexte de Hong Kong et d’Eng et

Mak (2003) sur le contexte de Singapour et dans l’étude effectuée sur le contexte

tunisien de Bouri et Khlifi (2007). Le signe du coefficient pourrait être interprété par le

fait que les administrateurs indépendants (outsiders) pourront être des substituts à la

divulgation volontaire. Par ailleurs, les administrateurs externes peuvent être choisis par

les blockholders pour les représenter au conseil d’administration. Dans ce cas, ces

administrateurs peuvent ne pas favoriser la divulgation volontaire puisqu’ils reçoivent

les informations de l’entreprise directement et non pas à travers les sources publiques.



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Les administreras peuvent être considérer comme externes à l’entreprise sans être

véritablement indépendants. Il est à noter que la définition d’administrateur indépendant

n’est pas encore été déterminée en Tunisie, elle n’a pas été définie dans le CSC qui

n’oblige pas les entreprises d’inclure ce genre d’administrateurs dans les conseils

d’administration. Dans le cas où ils sont présents dans l’entreprise, ils ne sont pas

considérés comme des administrateurs indépendants mais simplement comme des

conseillers des dirigeants qui ne représentent pas un mécanisme de contrôle efficace au

sein du conseil d’administration en Tunisie.

Le lien entre l’étendue de la divulgation volontaire et la variable LNTCA est positif

comme c’est prévu et il est non significatif. Cela nous mène à infirmer notre hypothèse

1.2. Notre résultat peut être interprété comme suit : lorsque les conseils d’administration

sont de grande taille, il y a peut être plus de chance qu’ils incluent des membres qui

tendent à favoriser l’augmentation de l’étendue de la divulgation volontaire dans les

rapports annuels. Le signe trouvé est le même que celui trouvé par Abdur Rouf (2010)

dans le contexte de Bangladesh. Les études de Cheng et Courtenay (2006) sur le

contexte de Singapour, d’Arcay et Vázquez (2005) sur le contexte espagnol ont détecté,

également, une relation non significative entre la taille du conseil d’administration et

l’étendue de la divulgation volontaire.

Le coefficient de la variable DUAL est positif et non significatif. Ce résultat nous mène

à infirmer l’hypothèse 1.3. Cela nous permet de confirmer la possibilité de

l’applicabilité de l’hypothèse de l’alignement des intérêts de la personnalité dominante

dans l’entreprise avec les intérêts des autres actionnaires en Tunisie. Le signe trouvé est

le même trouvé dans l’étude de Felo (2009) sur le contexte des Etats Unis et dans

l’étude de Barako (2007) sur le contexte Kenyan pour les informations volontaires qui

se rapportent aux informations générales et stratégiques, aux informations financières et

aux informations sociales et sur le conseil d’administration.

Le coefficient de la variable PADM est positif et significatif (à 1%). La relation positive

trouvée nous permet de confirmer notre hypothèse 1.4 et d’affirmer l’hypothèse

d’alignement des intérêts des actionnaires de contrôle aux intérêts des autres



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actionnaires pour les entreprises de notre échantillon. Ce résultat rejoint le résultat de Li

et Qi (2008) sur le contexte chinois et de Tower et al. (2011) sur le contexte vietnamien.

Il pourrait être expliqué par le fait que les administrateurs internes, qui connaissent

l’entreprise de prés, peuvent publier volontairement pour se dédouaner des autres

actionnaires et pour leur montrer qu’ils ne transfèrent pas les richesses de l’entreprise à

leurs propres comptes. Ce résultat pourrait aussi être expliqué par le fait que lorsque la

richesse des administrateurs est liée à l’entreprise, ces derniers auront la motivation de

s’engager dans des activités comme la production d’informations supplémentaires pour

faire augmenter la valeur de leurs actions. En revanche, les études de Mohd Ghazali et

Weetman (2006) sur le contexte malaysien et d’Eng et Mak (2003) sur le contexte de

Singapour confirment l’existence d’une relation négative entre la propriété managériale

et le niveau de la divulgation volontaire. Selon ces études, les actionnaires dirigeants qui

bénéficient d’un avantage informationnel par rapport aux autres actionnaires tendent à

faire réduire l’étendue de la divulgation volontaire.

Pour la variable CONC, son coefficient est négatif et significatif (à 5%) ce qui nous

permet de confirmer l’hypothèse 2.1. Ce résultat rejoint les résultats des études de

Loukil et Triki (2008) et de Bouri et Khlifi (2007) menées sur le contexte tunisien sur

des données en coupe transversale. Cette relation attendue trouvée, peut être expliquée

par le fait que lorsque le capital est fortement concentré, les actionnaires majoritaires

sont incités à se comporter à l’encontre des intérêts des actionnaires minoritaires en

réduisant la qualité de leur divulgation économique. De plus, les détenteurs de blocs

« blockholders » sont capables d’exercer un contrôle sur les actions managériales et de

se substituer à une étendue de divulgation volontaire élevée. Ce résultat ne corrobore

pas le résultat trouvé par Raffournier (1995) sur le contexte suisse qui n’a pas prouvé

l’existence d’une influence significative de la concentration de propriété sur l’étendue

de la divulgation volontaire.

Concernant la variable PINST, son coefficient est négatif et très significatif (à 1%) ce

qui nous permet d’infirmer l’hypothèse 2.2. Ce résultat est conforme au résultat des

études d’Ajinkya et al. (2005) et de Bushee et al. (2003). De même, Bouri et Khlifi

(2007) sur le contexte tunisien montrent qu’une augmentation de la propriété



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institutionnelle de 10% est associée à une diminution du niveau de divulgation

volontaire de 31,9%. Notre résultat pourrait être interprété par le fait que les

investisseurs institutionnels peuvent avoir directement de l’information auprès de

l’entreprise et que leur fort niveau de propriété ne tend pas à favoriser l’augmentation de

l’étendue de la divulgation volontaire. En effet, il existe généralement une relation

confidentielle entre les entreprises et les établissements financiers qui les financent. Par

conséquent, les entreprises préfèrent fournir directement de l’information privée à leurs

actionnaires institutionnels au lieu de procéder à sa divulgation publique au niveau des

rapports annuels.

Le coefficient de la variable FAM a le signe négatif prévu, mais il est non significatif.

Ce résultat nous pousse à infirmer l’hypothèse 2.3. Ce résultat pourrait être expliqué par

le fait que les membres de la famille ont une connaissance parfaite de leur entreprise à

travers le suivi continu de sa gestion. Par conséquent, ils n’ont pas besoin des sources

publiques d’informations pour s’informer. A cause de la faible séparation entre la

propriété et la gestion, les entreprises familiales confrontent les problèmes d’agence de

type II de façon plus intense et les problèmes d’agence de type I de façon moins intense

que les autres entreprises. Le résultat trouvé ne corrobore pas les résultats des études

d’Apostolou et Nanopoulos (2009) sur le contexte de la Grèce et de Chau et Gray

(2002) sur les contextes de Hong Kong et de Singapore.

En ce qui concerne les variables de contrôle, le coefficient de la variable de contrôle

LNTA a le signe positif prévu mais il est non significatif. Nous remarquons, également,

que le coefficient de la variable de contrôle END est positif comme c’est prévu mais

non significatif. Le coefficient de la variable de contrôle LNCOT est négatif et non

significatif ce qui n’est pas conforme aux prédictions. Enfin, le coefficient de la variable

de contrôle QAU n’a pas le signe prévu et il est non significatif. En effet, la méta-

analyse menée par Ahmed et Courtis (1999) a montré que les résultats des recherches

étudiant la relation entre la qualité de l’auditeur et l’étendue de la divulgation sont

mitigés. Nos résultats pour les variables de contrôle rejoignent les résultats de l’étude de

Samaha et Dahawy (2011) sur le contexte égyptien qui montrent que le type de



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l’auditeur, la taille de l’entreprise et son endettement n’ont pas d’effet sur l’étendue de

la divulgation volontaire.

3. Analyses de sensibilité

En plus de l’analyse de robustesse qui est présenté ci-dessous, nous avons testé le

modèle de régression multiple en utilisant comme variable dépendante l’indice de

divulgation volontaire non pondéré. Les résultats obtenus (non représentés) sont

similaires aux résultats discutés précédemment. Il convient de mentionner que Barako et

al. (2006), Prencipe (2004), et Chow et Wong-Boren (1987) ont utilisé les deux indices

pondéré et non pondéré dans leurs analyses multivariées et ont trouvé, également, des

résultats fortement similaires.

Pour examiner empiriquement la relation non linéaire entre PADM et IDIV, nous

introduisons le carré de la variable PADM (cette variable est codée par : PADM2) qui

permet de tester la forme quadratique de la relation [Labelle et Schatt (2005)]. Si nous

trouvons que le coefficient de la variable (PADM2) est significatif statistiquement, cela

indique l’existence d’une relation non linéaire. Le signe négatif attendu du coefficient

de la variable (PADM2) indique que cette relation change de sens entre un niveau faible

et un niveau élevé de la propriété managériale. La relation attendue est de la forme de U

inversé.

D’une part, une relation positive est prévue à de faibles niveaux de propriété

managériale reflétant un alignement des intérêts des actionnaires administrateurs

(internes) avec ceux des actionnaires non administrateurs (externes). Cette relation

attendue peut s’expliquer par le recours à l’augmentation de l’étendue de la divulgation

volontaire pour protéger la richesse personnelle des actionnaires administrateurs

investie dans l’entreprise qu’ils contrôlent. Dans cette situation, ces derniers ne

procèdent pas à l’extraction des bénéfices privés de contrôle. D’autre part, une relation

négative est prévue dès que le niveau de la propriété managériale s’élève ce qui reflète

l’enracinement managérial des actionnaires administrateurs. Cette relation peut

s’expliquer par le recours à la diminution de l’étendue de la divulgation volontaire par

ces derniers qui sont tentés à exploiter leurs avantages privés au détriment des



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actionnaires non administrateurs. Dans cette situation, les intérêts des actionnaires

administrateurs divergent de ceux des autres actionnaires non administrateurs (externes)

et ces premiers seraient moins tentés de favoriser l’augmentation de l’étendue de la

divulgation volontaire. Ces actionnaires administrateurs préfèrent maximiser leurs

richesses personnelles sous forme de bénéfices privés et font des arbitrages entre les

avantages perçus en tant qu’administrateurs et les avantages perçus en tant

qu’actionnaires.

D’après les résultats empiriques (non représentés), nous remarquons que le coefficient

de la variable PADM est positif et non significatif, tandis que le coefficient de la

variable PADM2 est négatif comme c’est prévu, mais il n’est pas significatif

statistiquement. La non significativité des coefficients nous permet d’affirmer qu’il

n’existe pas une relation curvilinéaire entre l’étendue de la divulgation volontaire dans

les rapports annuels et la propriété managériale. Cela nous permet de nous assurer du

résultat trouvé pour la relation PADM-IDIV, ce qui supporte l’hypothèse 2.4. Nous

concluons, alors, qu’il existe une convergence (alignement) des intérêts des actionnaires

administrateurs (internes) avec ceux des autres actionnaires non administrateurs

(externes).

Conclusion

Ce papier analyse les déterminants de la divulgation volontaire dans les rapports

annuels en Tunisie. Plus spécifiquement, il tend à expliquer l’étendue de la divulgation

volontaire par les mécanismes internes de gouvernance d’entreprise. A cette fin nous

avons conduit des analyses statistiques sur un échantillon d’entreprises tunisiennes

cotées du secteur non financier de 144 observations (entreprise-année) pendant la

période 2003-2008.

A travers les résultats trouvés, nous avons constaté une augmentation de l’étendue de la

divulgation volontaire sur les années 2003-2008. De plus, les résultats ont indiqué

l’existence d’une variabilité dans le comportement managérial discrétionnaire de

divulgation volontaire entre les entreprises de notre échantillon. Néanmoins, nous avons

conclus que l’étendue de la divulgation volontaire des entreprises de notre échantillon



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est considérée comme peu élevée mais pas trop faible. En dépit des efforts déployés par

certains organismes tunisiens appelant à plus de transparence tels que la publication de

nombreux guides sur les bonnes pratiques de gouvernance et sur le contenu du rapport

annuel, l’effet de ces recommandations n’est pas encore bien visible. En effet,

l’information divulguée dans les rapports annuels est loin d’être adéquate et suffisante

pour leurs utilisateurs externes. La faiblesse du processus de sanctions adressés aux

entreprises cotées exercé par le CMF pourrait être à l’origine de la faible étendue de

divulgation observé.

Nous avons mis en évidence, le fait que la présence d’un actionnaire dominant et la

propriété institutionnelle peuvent être considérés comme des substituts à la divulgation

volontaire. Ainsi certains mécanismes internes de contrôle peuvent se substituer à un

mécanisme de contrôle externe (divulgation volontaire). Dans cette situation, la

divulgation volontaire est un moyen de réduction de l’intensité des conflits d’agence vu

l’inefficacité des autres mécanismes internes de contrôle mis en place : la supervision de

l’actionnaire dominant et le contrôle des actionnaires institutionnels. De plus, les

résultats nous permettent d’avancer que la propriété managériale peut constituer un

complément à la divulgation volontaire. Cela pourrait s’expliquer par l’effet

d’alignement des intérêts des actionnaires de contrôle sur les intérêts des autres

actionnaires. D’après les analyses de sensibilité, nous n’avons pas prouvé l’existence

d’une relation non monotone entre l’étendue de la divulgation volontaire et la propriété

managériale.

L’ensemble des résultats de cette recherche ont des implications théoriques et pratiques.

D’un point de vue théorique, elle a mis en évidence l’existence de liens entre plusieurs

mécanismes internes de contrôle et l’étendue de la divulgation volontaire dans un

contexte caractérisé par la présence d’un actionnaire dominant. D’un point de vue

pratique, cette recherche favorise la mise en place d’un système de gouvernance

d’entreprise qui permet de protéger les actionnaires minoritaires à travers une

divulgation de meilleure qualité. A titre d’exemple les administrateurs externes dans le

conseil d’administration doivent être véritablement indépendants afin de constituer un

mécanisme efficace de contrôle et d’exercer un contrôle suffisant aux décisions des



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dirigeants. Les entreprises seront incité aussi à faire intégrer les gros actionnaires dans

le conseil d’administration afin de faire augmenter leurs étendues de divulgation

volontaire et par la suite à améliorer leur niveau de transparence. De plus, les résultats

de cette étude pourraient inquiéter les investisseurs sur la qualité de l’information

financière disponible sur le marché financier tunisien. Ces résultats inquiètent davantage

lorsque nous tenons compte du fait que les entreprises de l’échantillon représentent des

entreprises cotées. Nous nous attendons, par conséquent, à des étendues de divulgation

plus faibles pour les entreprises non cotées. L’étendue peu élevée de la divulgation

volontaire détectée représente alors une incitation aux régulateurs pour réviser le cadre

réglementaire de divulgation des entreprises cotées.

Comme tout travail de recherche, notre travail souffre de certaines limites. D’abord, la

taille de l’échantillon est faible surtout que nous avons exclus les entreprises du secteur

financier. Ensuite, le manque de données disponibles pour les entreprises tunisiennes

cotées nous a empêchés de raffiner les mesures de variables relatives à la composition

du conseil d’administration et relatives à la structure de propriété. De plus, nous n’avons

pas tenu compte du problème d’endogénéité de la variable étendue de la divulgation

volontaire. Enfin, les résultats de cette étude ne peuvent pas être généralisés puisque

nous nous sommes focalisés uniquement sur les entreprises cotées opérant sur le marché

boursier tunisien. Nous espérons que la présente recherche donne l’engouement à

d’autres chercheurs pour examiner l’impact indirect potentiel des mécanismes internes

de gouvernance sur l’étendue de la divulgation volontaire.

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ANNEXE N°1 : Pondération des items

Éléments d’information de la grille d’analyse de Botosan (1997)

1 Informations générales sur l’entreprise Pondération

1 Présentation des objectifs de l’entreprise 4,33

2 Présentation de la stratégie générale de l’entreprise 4,5

3 Discussion des actions prises au cours de l’année en vue

d’atteindre les objectifs fixés

4,25

4 Discussion des actions à entreprendre au cours des années futures 4,47

5 Présentation d’un échéancier pour atteindre les objectifs fixés 4,25

6 Discussion des barrières à l’entrée 3,8

7 Discussion de l’effet des barrières à l’entrée sur les profits actuels

de l’entreprise

3,85

8 Discussion du niveau de concurrence sur le marché de

l’entreprise

4,53

9 Discussion de l’impact de la concurrence sur les profits actuels de

l’entreprise

4,35

10 Discussion de l’impact de la concurrence sur les profits futurs de

l’entreprise

4,5

11 Description générale des activités de l’entreprise 3,88

12 Identification des principaux produits et services offerts 3,98

13 Description des caractéristiques spécifiques des produits et

services offerts

3,75

14 Description des principaux marchés de l’entreprise 4,3

15 Description des principales caractéristiques associées à ces

marchés

4,13

2 Sommaires des résultats

16

Présentation du rendement de l’actif ou bien de l'information

nécessaire pour le calculer (c.à.d. le bénéfice net, le taux

d'imposition, les charges d'intérêts et le total de l'actif)

4 ,33

17

Présentation de la marge bénéficiaire nette ou bien de

l'information nécessaire pour la calculer (c.à.d. le bénéfice net, le

taux d'imposition, les charges d'intérêts, et le total des ventes)

4,32

18

Présentation de la rotation de l’actif ou bien de l'information

nécessaire pour la calculer (c.à.d. le total des ventes et le total de

l'actif)

3,95

19

Présentation du rendement des capitaux propres ou bien de

l'information nécessaires pour le calculer (c.à.d. le bénéfice net et

les capitaux propres)

4,22

20 Présentation d’une variation des données sur les ventes et le

bénéfice net pour, au moins, les deux dernières années

4,22

3 Informations non financières

21

Nombre d’employés 3,

58



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123

22 Carnet de commandes 3,

92

23 Pourcentage des commandes à livrer l’année prochaine 4,

23

24 Pourcentage des ventes pour les produits créés au cours des cinq dernières

années

3,

95

25 Part de marché 4,

6

26 Le montant des nouvelles commandes placées cette année 4,

15

27 Nombre d’unités vendues 4,

10

28 Prix de vente unitaire 3,

78

29 Croissance des unités vendues 4,

08

30 Cycle de production 3,

65

31 Croissances des ventes dans les régions clés pour lesquelles aucune

information sectorielle n’est produite

3,

85

32 Volume des matières premières consommées 3,

7

33 Prix des matières consommées 3,

95

34 Croissance des ventes des produits clés pour lesquels aucune information

sectorielle n’est produite

3,

98

4 Informations à caractère prévisionnel

35

Comparaison des prévisions de bénéfice avec le bénéfice réel de l’année 4,

45

36 Comparaison des prévisions des ventes avec les ventes réelles de l’année 4,

47

37 Discussion de l’impact des opportunités offertes à l’entreprise sur les ventes

ou les profits futurs

4,

2

38 Discussion de l’impact des risques auxquels fait face l’entreprise sur les

ventes et profits futurs

4,

27

39 Présentation des prévisions de la part de marché 4,

35

40 Présentation des prévisions sur les liquidités 4,

13

41 Présentation des prévisions des profits 4,

5

42 Présentation des prévisions des ventes 4,

6

5 Analyse et discussion de la direction (Rapport de gestion)



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124

43

Variation des ventes 4,

3

44 Variation des bénéfices d’exploitation 4,

3

45 Variation du coût des marchandises vendues 4,

18

46 Variation du coût des marchandises vendues en pourcentage des ventes 3,

98

47 Variation de la marge brute 4,

35

48 Variation de la marge brute en pourcentage des ventes 4,

17

49 Variation des frais de vente et d’administration 3,

85

50 Variation des charges d’intérêts ou des intérêts créditeurs 4

51 Variation du bénéfice net 4,

55

52 Variation des stocks 3,

95

53 Variation des créances 4,

22

54 Variation des dépenses en capital ou des frais de R&D 3,

88

55 Variation de la part du marché 4,

45

Éléments d’information ajoutés à la grille d’analyse de Botosan (1997)

6 Informations sur les actifs incorporels

56

Description des principaux clients 3,

9

57 Description des principaux fournisseurs 3,

87

58 Description des axes (activités) de R&D 3,

65

59 Résultats obtenus des projets de R&D mis en œuvre 3,

78

7 Informations sociales et environnementales

60

Taux d’absentéisme des employés et nombre de jours de grève 3,

13

61 Formation et développement des compétences des employés 3,

58

62 Description des dons de charité, subventions, aides financières 2,

68

63 Description de l’engagement de la firme dans la collectivité par des projets

sociaux spécifiques (activités communautaires, culturelles, éducatives,

2,

68



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récréatives et sportives)

64

Énoncé des activités pour la protection et la préservation de l’environnement

physique (conservation des ressources naturelles, maitrise de l’énergie,

protection de la faune et de la flore…)

3,

08

65 Description des activités de réduction de la pollution liées aux activités de

l’entreprise

2,

95

66

La production et la promotion de produits de nature écologique (prohiber

l’utilisation des composantes chimiques nocives à la santé et aux

écosystèmes, conception d’emballages recyclables…)

2,

85

8 Informations sur la gouvernance

67

Structure de l’actionnariat (principaux actionnaires) 4,

65

68 Pourcentage du capital détenu par les principaux actionnaires 4,

55

69 Composition du conseil d’administration 4,

27

70 Les mandats des administrateurs 3,

82

71 Profil des administrateurs 3,

85

72 La fréquence des réunions du conseil d’administration 3,

55

ANNEXE N°2 : Récapitulation des mesures des variables explicatives et des signes

attendus

Variables explicatives Indicateurs Mesures utilisées et disponibilité Relations

attendues

Variables relatives à la structure de propriété

Présence d’un actionnaire

dominant CONC

=1 s’il y a présence d’un actionnaire qui

possède 50 % ou plus du capital et= 0

sinon

(le site web de la BVMT)

Négative

Propriété institutionnelle PINST

Le pourcentage d’actions détenues par les

investisseurs

institutionnels


Positive

Contrôle familial FAM

= 1 si l’entreprise est contrôlée par une famille

et = 0 sinon


Négative

Variables relatives aux caractéristiques des conseils d’administration

Indépendance du conseil

d’administration

ICA

(Nombre des administrateurs externes /

Nombre total des administrateurs)*100


Positive



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Taille du conseil d’administration LNTCA Log (Nombre total des administrateurs)

(le site web de la BVMT) Positive

Cumul de fonctions de DG et de

PCA DUAL

= 1 si une personne cumule les fonctions de DG et

de

PCA et = 0 sinon


Positive

Propriété des

administrateurs PADM

Le pourcentage d’actions détenues par les

administrateurs


Positive

Variables de contrôle

Taille de l’entreprise LNTA Log (Total actif)

(le rapport annuel de la société) Positive

Endettement de l’entreprise END (Total dettes / Total actif)*100

(le rapport annuel de la société) Positive

Age de l’entreprise LNCOT

Log (Durée de cotation de l’entreprise en bourse

en année)


Positive

Qualité de l’auditeur QAU

= 1 si l’entreprise est auditée au moins par un

« Big 4 » et = 0 sinon


Positive

NOTES

i Cette étude se base sur un échantillon de 181 entreprises australiennes non financières cotées depuis 3

ans au moins. ii Certains items peuvent cependant ne pas être applicables à toutes les entreprises, compte tenu de la

nature de leurs activités ou de circonstances particulières. Dans ce cas, un score théorique correspondant

au score maximum, que pourrait obtenir une entreprise, est calculé pour chaque entreprise. iii

Ce chiffre qui indique que le total des dettes est supérieur au total des actifs est expliqué par l’existence

des capitaux propres négatifs à cause des résultats reportés négatifs.

Documents

Article 4