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Université Laval
Faculté des Sciences d’administration
Département Finance et Assurance
Essai de maîtrise (MBA-Finance)
Distributions et coûts d’agence : Le cas des sociétés d’assurance de
personnes à capital-actions opérant au Canada
Par
Badreddine Chabbou
Directeur : Professeur Gilles Bernier.
Lecteur : Professeur Jacques Saint-Pierre.
Décembre 2004
2
Remerciements
Je tiens à exprimer ma profonde gratitude et mes
sincères remerciements à :
Mon directeur de recherche le professeur Gilles
Bernier pour ses précieux conseils et surtout
pour sa patience.
Le professeur Jacques Saint-Pierre qui a
gentiment accepté d’être le lecteur de mon
essai.
Tous les professeurs et responsables que j’ai
contactés au cours de ma maîtrise.
3
DEDICACE
J’ai l’honneur d’offrir cet essai
À mes chers parents :
Mr Moncef Chabbou et Mme Aicha Chabbou,
Qui n’ont cessé de m’encourager
Et de me fournir les meilleurs conditions de
réussite,
Et à ma sœur : Latifa Chabbou ,
Pour laquelle je souhaite plein de bonheur et de
succès
4
Table de matières
Introduction....................................................................................................................... 6
Chapitre I : La théorie de l’agence : Aperçu Général ............................ 8
I- Présentation générale .................................................................................................................. 8
II – La relation d’agence .................................................................................................................... 9
III- Les coûts d’agence .................................................................................................................... 14
1-Les coûts d’agence de l’équité ................................................................................................... 15
2-Les coûts d’agence de la dette ................................................................................................... 19
3-Conclusion ................................................................................................................................. 21
IV- Les contributions de la théorie de l’agence ............................................................................... 22
Chapitre 2 : La théorie de l’agence appliquée à l’industrie de
l’assurance ........................................................................................................................ 23
I- Conflits d’intérêts et structure de propriété .................................................................................. 24
I-1: Mayers et Smith (1981)........................................................................................................... 25
I-2 : Pottier et Sommer (1997) ...................................................................................................... 27
II- L’hypothèse de la discrétion managériale .................................................................................... 28
II-1- Les coûts associés à la discrétion managériale ......................................................................... 28
II-1-a: Jensen (1986) ...................................................................................................................... 29
II-1- b- Demsetz et Lehn(1985) .................................................................................................... 30
II-1- c : Mayers et Smith (1988) ................................................................................................... 31
II-1- d- : Wells, Cox et Gaver (1995)............................................................................................. 32
II-2 : La relation entre la distribution de participations et les coûts associés à la discrétion
managériale ....................................................................................................................................... 35
II-2-a : Formisano (1978) .............................................................................................................. 36
II-2-b: Wells, Cox et Gaver (1995) ........................................................................................ 38
II-2-c : Garven et Pottier (1995) .................................................................................................... 38
III - L’efficience et la performance relative des deux formes organisationnelles ............................. 40
III –1- : Mayers et Smith (1992) ................................................................................................... 41
III –2- : Mayers et Smith (1986) ................................................................................................... 42
III –3- : McNamara et Rhee (1992) ............................................................................................... 44
III –4- : Boose (1993) .................................................................................................................... 45
5
III –5- : Armitage et Kirk (1994) ................................................................................................... 46
IV - La co-existence entre la forme des compagnies à capital-actions et celle des mutuelles .......... 48
IV- 1- : Lamm-Tennant et Starks ( 1993) ..................................................................................... 49
IV- 2- : Kroll et al (1993) .............................................................................................................. 52
IV -3- : Gendron et Moffet (1994) ................................................................................................ 54
IV- 4- : Swiss Re, Sigma N 4/ 1999: Quelles sont les raisons historiques du succès des mutuelles ?
........................................................................................................................................................ 55
IV- 5- : Remmers( 2002) ............................................................................................................... 56
V – Discussion de l’article de Scordis et Pritchett ( 1998) ............................................................... 58
V- 1- : Conception de la base de données et de la recherche ........................................................ 59
V- 2- : Les résultats ....................................................................................................................... 60
Chapitre III: Données, Méthodologie et Résultats .................................. 63
I - Données ...................................................................................................................................... 63
II – Considérations méthodologiques ............................................................................................... 64
1- Hypothèses à vérifier .............................................................................................................. 64
2- Modèle à utiliser ..................................................................................................................... 65
3- Les mesures des variables........................................................................................................ 66
III- Analyse des résultats ................................................................................................................... 67
1- La variable expliquée calculée à l’année 1996 et les variables explicatives calculées à l’année
1995................................................................................................................................................ 68
2- La variable expliquée calculée à l’année 1997 et les variables explicatives calculées à l’année
1996................................................................................................................................................ 75
3 - La variable expliquée calculée à l’année 1998 et les variables explicatives calculées à l’année
1997................................................................................................................................................ 79
4 - La variable expliquée calculée à l’année 1999 et les variables explicatives calculées à l’année
1998 ............................................................................................................................................... 83
5 - Résumé des résultats obtenus pour les quatre échantillons : Tableau récapitulatif ................. 88
IV- Limites et suggestions pour une future recherche : ..................................................................... 89
1- Les limites de la recherche : ...................................................................................................... 89
2- Suggestions d’amélioration : ..................................................................................................... 89
Conclusion ........................................................................................................................ 91
ANNEXES ........................................................................................................................ 93
BIBLIOGRAPHIE.................................................................................................... 108
6
Introduction
Activité relevant des services, l’industrie de l’assurance assure une double fonction :
d’abord un rôle technique en protégeant le patrimoine économique à travers la couverture des
personnes et des biens, et puis un rôle économique conséquent dans le développement du
secteur privé et les marchés de capitaux, notamment par l’investissement d’une partie des
primes collectées dans les circuits économiques.
Dans ce secteur, on peut distinguer deux branches principales à savoir : la banche vie
(assurance–vie) et la branche non–vie (assurance dommage ou IARD). Dans ce qui suit, on
s’intéressera surtout à l’assurance–vie. D’abord, c’est une branche à faible potentiel de
croissance. Et puis, elle représente un exemple rare d’un secteur dans lequel des compagnies
concurrentes, offrant la même gamme de produits, diffèrent en ce qui concerne leur structure
de propriété. Ainsi, l’assurance–vie est caractérisée par la co-existence de diverses formes
organisationnelles. Elle est dominée surtout par la forme mutuelle et la forme capital-actions.
Ce qui constitue un cadre idéal pour notre étude.
Nous y regardons en particulier le cadre d’analyse proposé par la théorie de l’agence.
En effet, il existe de multitudes problèmes d’agence à l’intérieur des entreprises et
particulièrement dans les sociétés d’assurance. La gestion de ces problèmes va engendrer des
coûts appelés des coûts d’agence. C’est Jensen (1986) qui a mis l’accent le premier sur les
coûts d’agence liés à la propension des managers à dissiper les flux monétaires libérés (FML)
de la firme. Ce comportement discrétionnaire va obliger les propriétaires à envisager de
surveiller et de contrôler l’utilisation des flux monétaires par les managers. De là, la présence
des coûts d’agence liés à la discrétion managériale.
Dans le contexte d’un assureur, ces coûts de surveillance et de contrôle sont
susceptibles de varier selon la forme organisationnelle. Ainsi, si les assurés trouvent que ces
coûts sont supérieurs aux bénéfices engendrés par le contrat signé avec les managers, ils vont
alors, tout simplement, l’annuler et le remplacer en conséquence par des liquidités. Afin
7
d’éviter ce scénario, les managers vont potentiellement réduire la quantité des FML sous leur
contrôle, via une distribution volontaire de participations aux assurés de la firme.
Jensen (1986) soutient que la distribution de participations opère un contrôle sur les
agissements des managers, vue qu’elle accroît la fréquence du financement externe. Ce
comportement réduira en conséquence les coûts de la discrétion managériale.
Notre essai traite donc du comportement des sociétés canadiennes d’assurance de
personnes en matière de distribution, à la fois les participations aux détenteurs de polices que
les dividendes aux actionnaires. Nous allons vérifier si les assureurs distribuent leurs fonds en
réponse aux coûts associés à la discrétion managériale. Ce sujet a déjà fait l’objet d’une
investigation empirique en contexte américain (Scordis & Pritchett, 1998). À notre
connaissance, le thème en question n’a pas encore été étudié en contexte canadien. De là son
intérêt pour le secteur canadien des assureurs de personnes. Pour ce faire, nous souhaitons
répondre à la question de recherche fondamentale suivante :
Est-ce que l’ensemble de distributions aux assurés et aux actionnaires est un moyen de
contrôle des coûts de la discrétion managériale des assureurs au Canada?
Pour y répondre, nous débutons par une revue des écrits pertinents en insistant sur la
théorie, les hypothèses et les résultats principaux obtenus par les différents auteurs.
Au chapitre 1, nous discutons de la théorie de l’agence de manière générale et plus
particulièrement de ses applications dans le domaine de la finance. Puis, au chapitre 2, nous
nous intéressons aux problèmes d’agence appliqués cette fois-ci à l’industrie de l’assurance.
Nous y discutons en détail de l’étude américaine de Scordis & Pritchett (1998) qui est
elle-même centrée sur notre principale question de recherche (voir ci-haut). Au chapitre 3,
nous proposons de répondre à cette question dans le contexte canadien en testant un modèle
empirique similaire à celui de Scordis & Prichett (1998). Une brève conclusion suivra.
8
Chapitre I : La théorie de l’agence : Aperçu Général
Dans ce chapitre, nous allons examiner d’une manière générale la théorie de l’agence.
Pour en faire, nous allons tout d’abord présenter la théorie ainsi que ses origines. Cette
présentation sera suivie par une définition de la relation d’agence proprement dite et des
différentes littératures existantes. Par la suite, nous regardons avec plus de détails les coûts
d’agence, évidemment ceux liés à l’équité et puis ceux liés à la dette. Dans une dernière étape,
nous évoquerons ses principales contributions à la théorie de l’organisation. Cette
investigation va nous aider par la suite à mieux comprendre les coûts d’agence appliqués à
l’assurance, surtout la relation qui existait entre la distribution de participations et les coûts
associés à la discrétion managériale, sujet qui sera traité au chapitre 2.
I- Présentation générale :
Une des hypothèses de Modigliani et Miller (1958), est que le dirigeant agit toujours
dans le meilleur intérêt des actionnaires. Mais, en réalité, on constate que chaque agent agit
d’abord de la manière qui maximise ses objectifs personnels, et qui ne sont pas
nécessairement les mêmes que ceux des autres.
L’exemple type est le cas de plusieurs dirigeants d’entreprises qui voyagent en
première classe, pour des voyages d’affaires, lorsque l’entreprise qui paie et qui supporte les
coûts est en classe économique pour des voyages personnels. Il est possible que ce
comportement soit différent si le dirigeant est considéré l’unique propriétaire. Ces conflits
font en sorte que ces décisions ne sont pas optimales pour la firme.
Selon Eisenhardt (1989), il y aura alors un problème d’agence lorsque le principal et
l’agent préfèrent des actions différentes à cause de leur divergence vis à vis des préférences au
risque.
Ainsi, une source de conflit peut s’infiltrer au sein de la relation entre les dirigeants et
les actionnaires. Les dirigeants sont nommés pour agir au nom des actionnaires et dans leur
intérêt. Ils sont les agents des actionnaires, d’où le nom de la théorie de l’agence.
9
Cette théorie d’agence se fonde sur l’hypothèse que l’individu est rationnel. Ainsi, les
relations entre les différents intervenants dans l’entreprise doivent tenir compte de cette
hypothèse car les conflits vont se développer.
D’un autre coté, les actionnaires et les créanciers ont souvent des intérêts qui
divergent, c’est pourquoi les relations, réagissant les droits de chaque partie, doivent être
clairement établies dans des contrats qui peuvent devenir très compliqués pour les
gestionnaires.
Alchian et Demsetz (1972) ont été les premiers à avoir incorporer dans le modèle de la
firme, ce comportement discrétionnaire des agents. Ainsi, dans leur article de décembre 1972,
ils ont annoncé les conditions qui généraient une firme capitaliste classique. En effet, pour de
telles firmes, la production d'équipe est surveillée par un réclamant résiduel aux revenus de
l'entreprise. Un arrangement particulier serait alors considéré, c’est l’utilisation des
actionnaires de la firme comme des surveillants. Cette surveillance faite par les actionnaires a
été, et sera pour toujours, une partie intégrale de la firme proposée par les deux auteurs.
La théorie de l’agence est appliquée à différents phénomènes de l’organisation tel que
la compensation, les stratégies d’acquisition et de diversification, les structures de propriété et
de financement, l’intégration vertical et l’innovation…
En fin, on peut dire que la firme, confrontée aujourd’hui à une forte concurrence de la
part des autres firmes, aura une grande obligation d’améliorer les mécanismes de surveillance
de la performance de toutes les parties en général, et de chaque membre à part(surtout les
managers).
II – La relation d’agence :
L’étude des relations d’agence débute avec les travaux d’A.Smith sur l’inefficacité des
sociétés à capital-actions dont la direction est faite par un agent non propriétaire, et qui ne
trouve pas de motivations qui l’obligent d’agir au mieux des intérêts de la firme.
De leur part, Jensen et Meckling (1976), nous définissent ce qu’ils appellent une
relation d’agence : « Nous définissons une relation d’agence comme un contrat par lequel une
ou plusieurs personnes (le principal) engage une autre personne (L’agent) pour exécuter en
son nom une tâche quelconque qui implique une délégation d’un certain pouvoir de décision à
l’agent. ». Cette relation va nous être utile par la suite, lorsqu’on va étudier la relation entre
10
les actionnaires et le dirigeant ou bien la relation entre les actionnaires et les créanciers de la
firme.
La relation d’agence, selon cette définition, est implicitement une relation d’autorité.
Ainsi, J.S.Colemen (1990) la définie comme étant : « une relation d’autorité, d’un acteur sur
un autre, qui existe si le premier dispose de droits de contrôle sur certaines actions du
second ». Et puis, selon Charreaux (1998) : « L’agent accepte la relation d’autorité parce
qu’il pense que c’est son intérêt, y compris en tenant compte d’un éventuel pouvoir du
principal ».
Cette relation d’agence va mettre en jeu des droits de propriétés. Ainsi, le principal
partage son droit de propriété au niveau des actifs, dont il cède la tâche à l’agent, et le
dirigeant, en contre partie, met son capital humain et son savoir faire au service du principal.
Si la relation d’agence finit par ne pas s’établir, il en résulte un coût d’agence pour les
parties, appelé, perte résiduelle. C’est la perte d’opportunité que représente le fait de ne pas
avoir été en mesure de mettre en place une relation de coopération.
Mais, une fois cette relation d’agence est mise en place, on aura un autre genre de
risque, à savoir le risque moral. Ce risque est en fait le résultat d’une incertitude sur le
comportement futur de l’agent.
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Eisenhardt (1989) nous résume la théorie de l’agence dans la table ci-dessous :
Aperçu général de la théorie de l’agence
Idée principale Les relations principal-agent doivent refléter une organisation efficiente de l’information et des coûts de prise en charge du risque
Unité de l’analyse Contrat entre principal et agent
Hypothèses concernant
les individus
Aversion au risque
Intérêt personnel
Rationalité limitée
Hypothèses concernant
les organisations
Conflit partiel d’objectifs entre les participants
L’efficience comme critère d’efficacité Asymétrie d’information entre le principal et l’agent
Hypothèses concernant
l’information
L’information est un produit qu’on peut acheter
Les problèmes reliés au
contrat
L’agence (risque moral et anti-sélection) Partage de risque
Domaine de problème Les relations dans lesquelles le principal et l’agent ont des objectifs et des préférences quant au risque qui diffèrent.
Source : Eisenhardt (1989).
En revanche, Il existe deux littératures d’agence séparées, qui s’adressent au même
problème, mais ils diffèrent sur plusieurs aspects. Ces deux littératures sont « la théorie
d’agence positive » et celle qui s’intitule « la théorie normative ». Les deux littératures
s’adressent aux problèmes contractuels entre les parties et utilisent la même définition de la
minimisation des coûts d’agence. Dans ce qui suit, on présentera les deux littératures.
La théorie positive de l’agence (TPA):
Elle se consacre essentiellement à l’analyse des mécanismes réellement mis en place
par les agents économiques lorsqu’ils sont confrontés à des relations d’agence.
Selon Eisenhardt (1989), dans le cas de TPA, le principal et l’agent ont des objectifs
différents, ainsi cette théorie décrit les mécanismes de gouvernance qui limitent le
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comportement abusif de l’agent. On s’intéresse dans ce contexte plutôt à la relation
particulière entre le propriétaire et l’agent. On se concentre le plus à décrire le mécanisme de
gouvernance qui permet de résoudre le problème de l’agence.
Selon Jensen (1983), La littérature positive est concentrée à modéliser les effets des
aspects additionnels de l’environnement contractuel et la technologie de surveillance des
organisations qui survivent.
La théorie normative de l’agence :
Elle est une branche de la théorie économique en information imparfaite. Elle analyse
la nature des contrats optimaux entre individus disposant de beaucoup d’informations et de
préférences différentes.
Selon Eisenhardt (1989), On est concerné ici par une théorie plus générale de la
relation principal- agent. Ils notent qu'il y a deux aspects de problèmes de l’agence : le risque
moral et la sélection adverse, qui se réfèrent à la mal représentation de l’habilitée par l’agent.
Selon Jensen (1983), La littérature du principal-agent se concentre sur la modélisation
de l’effet de trois facteurs sur les contrats entre les parties (principal et agent) à savoir (1) la
structure des préférences des parties aux contrats (2) la nature de l’incertitude et (3) la
structure de l’information dans l’environnement. L’attention est alors portée sur la forme du
contrat optimal entre le principal et l’agent.
Des chercheurs dans différentes disciplines ont fait des études empiriques sur la
théorie de l’agence. On présentera dans le tableau suivant les principaux résultats :
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Résumé des principales études sur la théorie de l’agence :
Auteur(s) Littérature de
l'agence
Les variables d’agence Les variables
dépendantes
Résultats
Amihud et Lev
(1981)
Théorie Positive Les dirigeants contre les
propriétaires contrôlés
Fusions
conglomérées et
diversification
Appui
Walking et Long
(1984)
Théorie Positive Équité et options des
managers
La résistance
managériale à
l’offre de
changement
Appui
Anderson (1985) Théorie
Normative
Importance des activités de la
non vente, la durée du cycle
de vente et la difficulté
d’évaluer la performance des
ventes
Force de vente
représentative
contre force de
vente corporative
Mélangé
Eisenhardt (1985) Théorie
Normative
Systèmes d’information, coût
de mesure des résultats et
l’incertitude des résultats
Salaire contre
commission
Appui
Eccles (1985) Théorie
Normative
Décentralisation Prix du type de
transfert
Modèle inductif
Wolfson (1985) Théorie positive Expérience professionnelle de
l’associé gérant
Prix de l’action Appui
Argawal et
Mandelker (1987)
Théorie positive Propriété des actions par les
dirigeants
Acquisitions,
désinvestissement
et ratio dettes /
équité
Appui
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Auteur(s) Littérature de
l'agence
Les variables d’agence Les variables
dépendantes
Résultats
Kosnik (1987) Théorie Positive Proportion des dirigeants
externes, Équité tenue par les
dirigeants, et dirigeants
externes avec expérience
Paiement de
greenmail
(Oui/Non)
Mélangé
Eisenhardt (1988) Théorie
Normative
Programmation du travail,
envergure du contrôle et
incertitude de résultats
Salaire contre
Commission
Appui
Conlon et Parks
(1988)
Théorie
Normative
Surveillance Performance-
Compensation
contingente
Appui
Barney (1988) Théorie Positive Propriété des actions par les
employés
Coût de l’équité Appui
Singh et Harianto
(1989)
Théorie Positive Propriété des managers et la
menace de changement
Les contrats d’or
de parachute
Appui
Source : Eisenhardt (1989)
III- Les coûts d’agence :
La décentralisation de la prise des décisions, va créer des relations d’agence, sources
de conflits d’intérêts et de coûts d’agence. La forme organisationnelle doit être conçue de
façon à réduire ces coûts, par la mise en place de systèmes de contrôle destinés à aligner les
intérêts des agents sur ceux du principal.
Selon Jensen et Meckling (1976), ce qui est important ce n’est pas la relation d’agence
en elle même, mais ce sont les coûts d’agence. Ainsi, ils écrivent : « Remarquons également
que les coûts d’agence apparaissent dans toutes les circonstances qui impliquent un effort de
coopération par deux ou davantage de personnes même s’il n’y a pas de relation principal -
agent clairement définie ».
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Dans ce sens, Il existe de multiples problèmes d’agence à l’intérieur d’une entreprise,
par exemple entre les dirigeants et les employés, entre les dirigeants et les fournisseurs de
capitaux ou encore entre les ouvriers et leurs chefs. Ces problèmes sont plus intenses lorsque,
non seulement le principal est incapable de surveiller l'agent, mais également lorsque l'agent
possède des informations sur son environnement.
On s’intéresse dans ce qui suit à deux catégories de problèmes d’agence : les conflits
décalant de la relation entre les actionnaires et les dirigeants et ceux décalant de la relation
entre les actionnaires et les créanciers.
1- Les coûts d’agence de l’équité :
Dans la mesure où les dirigeants ne sont pas simultanément des actionnaires, ils
cherchent alors à maximiser leur rémunération salariale. Les actionnaires, de leur coté,
cherchent à maximiser le rendement de leurs titres compte tenu du risque supporté.
Étant donnée que la rémunération des dirigeants est prélevée des avoirs des
actionnaires, celle-ci diminue la valeur de l’entreprise. Il existe donc un conflit d’intérêt entre
les deux parties.
De même, puisque le dirigeant a comme préoccupation principale le maintien de son
emploi, il existe alors un second type de conflits d’intérêts, par le moyen de la non
maximisation de la valeur de l’entreprise. En effet, les dirigeants peuvent opter pour des
projets peu risqués, mais assurant un niveau de rendement satisfaisant aux actionnaires, plutôt
que de choisir des projets risqués assurant des flux monétaires élevés. Ainsi, avec les projets
risqués, si le pire de la nature se réalise, ce ci peut entraîner la mise à pieds des dirigeants.
Ainsi, à mesure que les dirigeants réduisent le risque de leurs projets, ils augmentent alors la
probabilité de conserver leur poste.
a) Les principaux coûts entraînés par les conflits d’intérêts entre actionnaires et
dirigeants :
Jensen et Meckling (1976) ont été les premiers à décrire les coûts entraînés par les
conflits d’intérêts entre les actionnaires et les dirigeants. Ils ont analysé la situation où on
trouve des actionnaires dirigeants et des actionnaires externes. Ils ont relevé trois types de
coûts résultant des conflits d’intérêts entre ces deux groupes à savoir :
16
Les coûts de surveillance : Ce sont les coûts entrepris par l’actionnaire afin de veiller à
ce que les dirigeants n’agissent pas à l’encontre de ses intérêts. Par exemple, la vérification
des comptes par des comptables externes. Selon Jensen et Meckling (1976), lorsque les
actionnaires externes auront la possibilité de faire des dépenses de surveillance, le dirigeant
pourra alors établir un contrat avec les actionnaires pour leur donner le droit de limiter sa
consommation des bénéfices supplémentaires liés à son travail (BST). Le dirigeant va
trouver ce contrat intéressant dans la mesure où il permet une augmentation de la valeur de
l’entreprise. En conséquence, cette augmentation aura un effet positif sur la richesse du
dirigeant actionnaire.
Les coûts de dédouanement : Elles font référence aux dépenses faites par le dirigeant
afin de démontrer aux actionnaires qu’il n’agit pas à l’encontre de leurs intérêts. Par
exemple, une entreprise engagée par le dirigeant pour des activités d’autodiscipline et de
restriction budgétaire ou de la mise en place d’un système formel de vérification des
dépenses. Le dirigeant trouve ce ci intéressant puisque ces coûts vont l’empêcher de
consommer le bénéfice supplémentaire lié à son travail (BST), ce qui permettra par la suite
d’augmenter ses richesses.
Les coûts résiduels : représentent les coûts engendrés par le fait que malgré la présence
des activités de surveillance et de dédouanement, les actions entreprises par les parties ne
maximisent pas la valeur de la firme.
b) Les coûts d’agence des flux monétaires libérés :
Jensen (1986) a développé une théorie de flux monétaires libérés (FML) propre aux
entreprises à faibles opportunités de croissance. Le flux monétaire libérée est formé par les
liquidités disponibles après avoir financer tous les projets rentables. Ces ressources
excédentaires doivent revenir de plein droit aux actionnaires.
Ainsi, la gestion de ces liquidités représente une autre source de conflits entre les deux
parties. En effet, ces flux peuvent financer des projets non rentables, des dépenses inutiles ou
personnelles et contribuent alors à améliorer l’utilité du dirigeant.
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De ce fait, l’entreprise supporte, en plus des coûts d’agence classiques, des coûts
supplémentaires associés à ces liquidités et désignés par Jensen en 1986 : les coûts d’agence
des flux monétaires libérés.
Jensen a démontré que le recours à l’endettement est nécessaire si l’entreprise génère
des flux monétaires élevés. Ce ci va lui permettre de maîtriser le conflit entre les actionnaires
et les dirigeants.
c) Consommation du BST par le dirigeant :
Dans les petites entreprises, le dirigeant est l’unique propriétaire de l’entreprise.
Jensen et Meckling (1976) montrent dans leur analyse que cet individu consommera une
certaine quantité du bénéfice supplémentaire lié à son travail (BST). Ce (BST) consommé par
le propriétaire peut être de nature pécuniaire ou non pécuniaire et aura comme conséquence la
diminution de la valeur de l’entreprise.
Lorsque des nouveaux actionnaires se joignent à l’entreprise, la consommation du
BST de l’actionnaire dirigeant augmente car le prix relatif du BST diminue ou a diminuer
pour lui. Avant la présence des nouveaux actionnaires, il supporterait totalement toute
diminution de la valeur de l’entreprise entraînée par la consommation du BST. Lorsque la
valeur de l’entreprise est divisée entre plusieurs actionnaires, il ne supporte qu’une partie de
ces pertes selon son pourcentage de propriété.
Ce phénomène est extrêmement important, en ce qui concerne le prix auquel un
nouveau actionnaire devra acheter une partie de l’entreprise. Si les actionnaires évaluent
l’entreprise avant leur arrivée, selon le niveau de consommation initial, ils payeront un
montant trop élevé pour la portion de l’entreprise qui leur revient, puisque le dirigeant va
augmenter sa consommation de BST après leur arrivée.
Ainsi, si les nouveaux actionnaires sont bien avisés, ils utiliseront comme point de
référence la valeur de l’entreprise après leur arrivée et non pas avant.
d) Les facteurs influençant le volume des coûts d’agence :
Selon Jensen et Meckling (1976), le volume des coûts d’agence varie d’une firme à
une autre. En effet, il va dépendre des facteurs suivants :
Le comportement des dirigeants.
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Les intérêts recherchés par les dirigeants.
Les coûts des activités de surveillance et de dédouanement.
le coût de la mesure et de l’évaluation de la performance du dirigeant.
Les coûts de remplacement du dirigeant.
Le mécanisme du marché de la firme.
Jensen et Meckling (1976) ont montré aussi que l’existence d’un monopole ne va pas
augmenter les coûts d’agence. En plus, l’existence d’une compétition sur le marché des
produits ou des facteurs n’éliminera non plus ces coûts, à cause de l’existence des problèmes
de contrôle du comportement des dirigeants.
e) Les mécanismes de contrôle des coûts d’agence :
En général, lorsque le contrat entre le principal et l’agent est basé sur le résultat final,
l’agent sera alors aligné avec les intérêts du principal. Et puis, lorsque le principal possède
l’information lui permettant de vérifier le comportement de l’agent, ce dernier sera encore
plus aligné avec les intérêts du principal.
Fama et Jensen (1983), décrient deux sources pour contrôler les problèmes d’agence :
les marchés spécialisés et les mécanismes organisationnels.
Dans ce qui suit, on expliquera avec plus de détails, les mécanismes de contrôle les
plus importants :
Contrôle via le marché de travail :
Fama (1980) souligne que le marché de travail discipline à lui seul les dirigeants à ne
pas agir à l’encontre des intérêts des actionnaires. Ainsi, ce marché va inciter les firmes à
évaluer les managers à travers leur performance.
Dans la mesure où la performance des dirigeants est évaluée sur le marché par le biais
de la valeur de l’entreprise, une baisse de cette valeur par rapport à ce qui a été attendu,
causée surtout par la consommation de BST, sera interprétée comme un signal de mauvaise
performance des dirigeants. Ce ci va affecter négativement leur valeur de travail.
19
Fama (1980) a suggéré une méthode pouvant diminuer substantiellement les conflits
d’intérêts entre les actionnaires et les dirigeants. Il s’agit d’une évaluation en fin de période de
la performance des dirigeants, qui est suivie d’un ajustement de leur salaire pour cette
période. Ainsi, les revenus des dirigeants seront directement reliés à la valeur de l’entreprise.
Contrôle via les contrats à long terme:
Une autre solution au problème de conflits d’intérêts entre dirigeants et actionnaires,
pourrait être l’existence des contrats à long terme sinon à vie qui lient le dirigeant à
l’entreprise. Il a pour effet d’éliminer en grande partie la recherche de profit à court terme au
dépend du long terme.
Contrôle via le marché de contrôle des entreprises :
Ce marché permet de discipliner surtout les dirigeants les plus hauts placés. Ainsi, si
ces derniers ne se comportent pas de manière qui maximise la valeur de l’entreprise, il est
fort probable que les dirigeants d’une autre entreprise concurrente prennent conscience de ce
phénomène, achètent l’entreprise à sa valeur au marché, qui est inférieure à sa valeur
intrinsèque et puis ils licencient les dirigeants actuels pour les remplacer par d’autres
dirigeants plus performants. Une telle possibilité tend à réaligner les intérêts des dirigeants
avec ceux des actionnaires.
2- Les coûts d’agence de la dette :
Jensen et Meckling (1976) ont montré que créanciers et actionnaires sont engagés dans
une relation d’agence spécifique qui traduit pour les créanciers le risque de ne pas être
remboursé à l’échéance. Cette relation d’agence suscite un problème d’agence associé à
l’ensemble des caractéristiques propres à tout contrat de ce type, dans la mesure où ces
actionnaires cherchent naturellement la maximisation de leur richesse.
En plus, il est courant de constater que les actionnaires profitent de leur liberté de
gestion des fonds, confiée par les créanciers, pour s’approprier au détriment de ces derniers
d’une richesse détournée pour leur intérêt particulier. Ce comportement est encore pire
lorsque l’asymétrie informationnelle entre les actionnaires et les créanciers est importante.
Les créanciers n’ont aucun droit de regard sur la gestion de l’entreprise. Ainsi,
l’observabilité des efforts fournis par les actionnaires n’est pas parfaite, d’autant plus
20
qu’aucun contrat ne permet de prévoir et de spécifier l’intégralité des obligations à la charge
des actionnaires.
La présence des créanciers peut entraîner des modifications dans la politique
d’investissement de l’entreprise. Ces modifications sont de deux types :
La substitution d’actifs ou de projets.
Le sous investissement : politique sous optimale de l’investissement.
Dans ce qui suit, on traitera avec plus de détails ces deux modifications :
a) La substitution d’actifs ou de projets :
Les dirigeant, agissent d’une manière opportuniste dans l’intérêt des actionnaires, et ils
disposent aussi d’une grande autonomie de gestion. Ils peuvent alors, une fois le financement
obtenu, changer la politique d’investissement et opter pour des projets plus risqués
susceptibles d’accroître de façon significative la richesse des actionnaires.
Si les actionnaires substituent des projets à risques élevés et espérance de gains élevés
à des projets initiaux à risques faibles et espérance de gains faibles, ils vont alors transférer
vers eux une partie de la valeur de l’entreprise qui appartenait aux créanciers. Dans une telle
situation, la qualité des titres de créance sera révisée à la baisse, car le risque du nouveau
projet d’investissement est plus élevé et non compensé en terme de rendement.
Dans ce sens, si les actionnaires augmentent la variance des flux monétaires, tout en
conservant la même moyenne, ils augmentent alors la valeur de leurs actions et diminuent la
valeur des dettes.
En plus, si les actionnaires considèrent que l’adoption de ces projets augmente la
valeur de leurs titres, ils les adopteront et ce indépendamment du fait que les obligataires
voient la valeur de leurs titres diminuait, car ce sont eux qui prennent la décision.
Lorsque la valeur de l’entreprise baisse suite à ces actions, la perte de valeur constitue
alors le premier type de coûts d’agence.
Afin de se protéger contre de tels agissements, les créanciers intègrent des mécanismes
de contrôle dans le contrat de prêt, ce qui va engendrer plusieurs coûts. En effet, les
actionnaires seront possiblement prêts à entreprendre des activités d’autodiscipline pour
21
démontrer aux obligataires qu’ils n’agissent pas à l’encontre de leur intérêt. Ces coûts
représentent le second type de coûts d’agence.
b) Le problème de sous investissement :
Afin d’éviter que des répercutions financières positives, de certains projets à VAN
positive, ne reviennent dans les mains des créanciers, les dirigeants choisissent de ne pas
entreprendre de tels projets. Ce ci est d’autant vrai que l’entreprise est fortement endettée.
3- Conclusion :
Il existe des coûts d’agence dans une entreprise et ce indépendamment du type de
financement qu’elle utilise. Ces coûts proviennent des conflits d’intérêts entre les parties
impliquées et du fait que la décision est prise par une seule partie.
Jensen et Meckling (1976) ont examiné cette question et ont conclu à l’existence des
coûts d’agence spécifiques à chaque type de financement. Plus un type de financement est
utilisé, plus les coûts d’agence spécifiques vont augmenter. En conséquence, une entreprise
doit tenir compte de l’augmentation relative des coûts d’agence liée à chaque type de
financement avant de choisir celui qu’elle utilisera.
Les coûts d’agence constituent des coûts aussi réels que tout autre type de coûts. Le
niveau des coûts d’agence dépendra ainsi d’autres éléments, en partie de la capacité des
individus à résoudre et à éviter les conflits.
Les lois et la sophistication des contrats constituent des produits du processus à travers
lequel on cherche à minimiser les coûts d’agence. Il y en a alors plusieurs formes
organisationnelles alternatives dont le but est d’inventer de nouvelles méthodes permettant de
minimiser ces coûts d’agence.
En fin, on note que malgré les coûts d’agence engendrés par ce financement externe,
plusieurs investisseurs continuent à investir des milliers de dollars, francs, pesos…Bref,
investir des richesses personnelles dont la valeur future dépendra du comportement des
managers.
22
IV- Les contributions de la théorie de l’agence :
Selon Eisenhardt (1989), cette théorie a rétablit l’importance de la motivation et de
l’intérêt personnel dans les organisations. Elle a prouvé que le problème de structure existe à
travers les différents domaines de recherche. Par le biais de cette théorie, on a compris aussi
que l’information peut être traitée comme une matière première, elle a alors un coût et elle
peut être achetée.
On note aussi une autre contribution, c’est au niveau de ses implications sur le risque.
Ainsi, l’incertitude, à travers la théorie d’agence, est vue en terme de risque/rendement. Cette
incertitude à laquelle on ajoute les différences de comportements vis à vis du risque peuvent
influencer les contrats entre le principal et l’agent.
En fin, la théorie de l’agence :
a) Aide à mieux maîtriser le système d’information, l’incertitude et le risque.
b) A une perspective empirique valide.
Bref, la théorie de l’agence est un apport très utile à la théorie de l’organisation. En
effet, Eisenhardt (1989) recommande même d’incorporer une perspective d’agence dans les
études de beaucoup de problèmes, qui ont une structure de coopération.
23
Chapitre 2
La théorie de l’agence appliquée à l’industrie de l’assurance
L’industrie de l’assurance nous fournit un environnement intéressant pour étudier les
hypothèses de la théorie de l’agence puisque différentes formes organisationnelles coexistent.
Ce cadre théorique fait référence à trois parties prenantes (stakeholders, en anglais)
différentes : les propriétaires de la compagnie, les managers et les assurés. Ainsi, la théorie de
l’agence, appliquée à l’assurance, s’intéresse aux conflits d’intérêts entre ces trois groupes et
la manière avec laquelle ils peuvent être contrôlés.
De leur côté, Mayers et Smith évoquent le fait que les firmes d’assurance ont moins
d’opportunités de croissance que les autres firmes et que la discrétion d’un dirigeant est aussi
restreinte par la réglementation existante.
L’industrie de l’assurance contient les deux formes organisationnelles suivantes : les
compagnies à capital-actions et les mutuelles. Dans les compagnies à capital-actions, les
actionnaires seront les réclamants résiduels. Par contre, dans les mutuelles, les assurés seront
les réclamants principaux et leurs droits de propriétés seront limités.
En revanche, il appert que le degré de contrôle, exercé par les propriétaires de la
compagnie sur les dirigeants, est très important et qu’il aura une forte relation avec les
problèmes d’agence. Ce contrôle est plus important dans les sociétés à capital-actions que
dans les mutuelles, à cause, bien sûr, des pressions du marché financier exercées par les
actionnaires.
Dans ce chapitre, nous faisons la synthèse des principales références théoriques et
empiriques qui s’intéressent aux problèmes d’agence appliqués à l’industrie de l’assurance.
Ainsi, on évoquera, en première partie, les conflits d’intérêts liés à la structure de propriété.
Dans la deuxième partie, on s’intéresse à l’hypothèse de la discrétion managériale. On
évoquera alors les coûts engendrés par cette discrétion et puis, la possibilité de recourir aux
distributions de participations aux assurés dans le but de limiter ces coûts. Dans la troisième
partie, on s’intéresse à la performance relative des deux formes organisationnelles. La
quatrième section est consacrée à l’analyse de l’hypothèse de la co-existence entre les
24
compagnies à capital-actions et les mutuelles. Enfin, dans la dernière section de ce chapitre,
nous discutons en détail de l’article de Scordis et Pritchett (1998), puisqu’il nous sert de point
de référence, tant au niveau de la spécification du modèle que nous proposons de tester
empiriquement au chapitre 3, qu’au niveau de la méthodologie préconisée pour ce faire.
I- Conflits d’intérêts et structure de propriété :
Les différents coûts nécessaires pour contrôler les conflits d’intérêts entre les
réclamants principaux, entraîneront l’apparition des différentes structures de propriétés. Le
thème de la structure de propriété, dans l’industrie de l’assurance, a été l’objet de nombreuses
discussions et analyses dans les recherches académiques antérieures, puisque cette industrie se
caractérise par un nombre de structures de propriétés distinctes.
Compte tenu de l’imperfection liée à l’information concernant le comportement des
dirigeants, la théorie de l’agence propose que ceux-ci chercheront à agir pour leur propre
intérêt, souvent à l’encontre des intérêts des propriétaires. En conséquence, les dirigeants des
compagnies à capital-actions sont surveillés par les actionnaires de la firme et par le marché
financier. Par contre, ceux des compagnies mutuelles sont moins contrôlés, puisqu’il n’y a pas
de contrôle direct par le marché financier. Une telle situation peut alors engendrer des coûts
d’agence plus élevés au sein des mutuelles.
Ces arguments de la théorie de l'agence ont permis le développement de plusieurs
hypothèses au sujet de la forme organisationnelle, provenant de l'observation que les
compagnies à capital-actions et les mutuelles ont chacune des avantages comparatifs pour
faire face aux différents types de coûts d'agence. En effet, chaque structure permet de retirer
des avantages en s’engageant dans des activités particulières plutôt que d’autres.
Ainsi, l’efficience avec laquelle chaque structure de propriété permet de contrôler les
conflits d’intérêts découlant de la relation entre propriétaires, managers et assurés serait
fondamentale.
Notre discussion de la structure de propriété, ainsi que des conflits d’intérêts, s’inspire
des deux articles suivants : Mayers et Smith (1981) et Pottier et Sommer (1997).
25
I-1: Mayers et Smith (1981):
Selon Mayers et Smith, les contrats d'assurance contiennent des dispositions
complexes indiquant, entre autres, les exclusions, les conditions d’assurance, et les procédures
de règlement qui permettent de gérer les conflits d’intérêts.
Dans cet article, les auteurs analysent le contrôle des conflits d’intérêts fournis par
diverses dispositions contractuelles et structures de propriétés; ils fournissent ainsi une base
pour une théorie positive de contrats d'assurance. En particulier, ils se concentrent sur la façon
dont les incitations contractuelles changent systématiquement à travers les différentes
branches d'assurance.
Le risque moral et la sélection adverse :
Le risque moral survient lorsque les compagnies d’assurances se trouvent dans
l’impossibilité d’observer les quantités des biens préventifs utilisées par les assurés et ne
peuvent donc pas connaître « à priori » le coût moyen de remboursement. La sélection
adverse se réfère à la tendance des agents plus risqués à vouloir s’assurer d’avantage.
Structure de propriété :
En ce qui concerne la structure de propriété des sociétés, dans le secteur de
l’assurance, elle est jugée complexe. En effet, les compagnies à capital-actions, les
compagnies mutuelles, et les garants directs coexistent.
Une implication de l’analyse de Coase (1960) est qu’avec des coûts de transactions
nuls, les différentes parties seront indifférentes en ce qui concerne la structure de propriété.
Cependant, avec des contrats coûteux, les conflits d'intérêt surgissent toutes les fois que le
comportement discrétionnaire est autorisé (avec des coûts liés à la quantité de discrétion et à
l'efficacité des mécanismes choisis pour contrôler le conflit).
Les auteurs identifient les conflits d’intérêts entre les propriétaires et les managers
aussi bien qu'entre les assurés et les actionnaires. L'examen des avantages relatifs aux coûts
des diverses structures de propriété, nous amène aux hypothèses concernant la distribution des
structures de propriété à travers les différentes branches d'assurance. La structure de propriété
serait alors un mécanisme de contrôle.
26
Les compagnies d'assurance à capital-actions :
Les auteurs supposent que le conflit entre les actionnaires et le dirigeant a été contrôlé
sans coûts. Pour eux, les assurés font face à des conflits d’intérêts, semblables à ceux subits
par des prêteurs sur le marché des obligations.
Pour les actionnaires des compagnies d'assurance, il y va de leur intérêt à augmenter
la valeur des actions aux dépens de l'assuré. Ainsi, si la compagnie vend tous ses capitaux et
paie un dividende de liquidation, les assurés vont se trouver avec des réclamations sans
valeur.
Dans un secteur d’assurance non réglementé, nous nous attendrions à ce que les
actionnaires limitent contractuellement leur dividende et leur politique d'investissement.
Les structures alternatives : mutuelles et garants directs :
Le conflit entre les assurés et les actionnaires peut aussi être contrôlé via une structure
de propriété alternative, soit la forme mutuelle. Ainsi, les coûts résultant des intérêts
différentiels entre les assurés et les propriétaires sont réduits en rendant les membres de ces
deux groupes coïncidents.
Mayers et Smith suggèrent que l’avantage obtenu par les mutuelles, en éliminant les
coûts d’agence imposés aux assurés par les actionnaires, serait ainsi compensé par des coûts
d’agence accrus entre le dirigeant et les propriétaires de la compagnie.
Néanmoins, dans le secteur de l’assurance, on observe toujours la co-existence entre
les compagnies à capital-actions et les mutuelles.
De leur analyse, Mayers et Smith suggèrent que :
Si le coût du contrôle de la gestion est plus élevé dans les mutuelles que dans les
sociétés à capital-actions, alors ces mutuelles devront être plus répandues dans les
branches d'assurance où le dirigeant exerce peu de discrétion managériale.
Les mutuelles devraient être plus spécialisées que les compagnies à capital-actions,
en offrant leur service à travers peu de branches d’assurance.
27
La compensation managériale devrait être plus élevée dans les sociétés à capital-
actions que dans les mutuelles parce qu’elle devrait être liée à l'autorité de prise de
décision.
Le potentiel des actionnaires à exproprier la richesse des assurés est plus grand dans
les petites compagnies d'assurance à capital-actions.
Ainsi, Mayers et Smith (1981) ont expliqué comment les compagnies à capital-actions
et les mutuelles utilisent les caractéristiques de leur structure de propriété pour faire face aux
différents problèmes d’agence entre les actionnaires, les managers et les assurés. Mais, Ward
(2003) a précisé qu’il existe un problème significatif avec les solutions de Mayers et Smith
(1981). En effet, ces solutions exigent des systèmes complémentaires de gouvernance. Par
exemple, dans le cas des sociétés à capital-actions, les problèmes d’agence liés aux managers
sont résolus, mais l’introduction des polices de participations peut nous aider à résoudre
l’autre problème d’agence qui existe entre les actionnaires et les assurés. De là, l’intérêt de
notre recherche.
I-2 : Pottier et Sommer (1997) :
Les deux auteurs s’inspirent de la théorie de l’agence pour étudier les déterminants de
la structure de propriété dans l’industrie de l’assurance vie. On regarde spécifiquement les
déterminants opérationnels, financiers et institutionnels de cette structure.
Les auteurs, ont fait une étude empirique, en testant un certains nombre d’hypothèses
théoriques, portant sur la relation entre la structure de propriété, le choix des activités par
l’assureur, les facteurs institutionnels, les impôts et la réglementation propre à chaque État
des États-Unis.
Ils ont conclu que :
La structure de propriété est significativement liée au pourcentage de primes existantes
dans l’assurance vie, le pourcentage des affaires dans l’assurance de groupe par
rapport à l'assurance individuelle, et au pourcentage de capitaux tenus dans des fonds
de placement distincts.
28
Pas de relation significative entre la structure de propriété et la concentration dans des
branches bien particulières ou bien la concentration géographique, malgré les
prédictions théoriques à l’effet que ces variables de concentration puissent être
significatives.
L’âge, l’affiliation de groupe et Best’s rating sont tous fortement significatifs dans la
régression utilisée par les auteurs. Ainsi, les facteurs, autre que les coûts d’agence,
jouent un rôle important dans la structure de propriété au sein de l’assurance vie.
II- L’hypothèse de la discrétion managériale :
Selon cette hypothèse, le degré de discrétion managériale, exigé pour opérer dans une
branche d'assurance, est le déterminant principal de la forme organisationnelle choisie pour y
réussir. L'hypothèse prévoit que la forme des compagnies à capital-actions sera dominante
dans les branches de l'assurance pour lesquelles les dirigeants ont plus de discrétion dans
l'évaluation du risque et la tarification de la garantie, tel que dans les assurances
commerciales. En plus, elle couvre des secteurs géographiques plus larges. La forme à
capital-actions a un avantage comparatif dans ce type d'opérations, à cause des mécanismes
que les propriétaires possèdent pour contrôler les dirigeants. Les mutuelles, quant à elles, sont
susceptibles de réussir dans les branches qui exigent moins de discrétion managériale, tel que
les branches personnelles, où le besoin de personnaliser la garantie est relativement faible.
Enfin, Pottier et Sommer (1997) notent que cette hypothèse de discrétion managériale,
implique aussi que les mutuelles sont plus présentes dans l’assurance vie et les compagnies à
capital-actions sont plus présentes dans l’assurance maladie. En revanche, ils montrent aussi
que la discrétion managériale reste un facteur parmi d’autres à expliquer la structure de
propriété dans l’industrie de l’assurance vie.
II-1- Les coûts associés à la discrétion managériale :
Les coûts associés à la discrétion managériale permettent de diminuer la valeur d’une
compagnie. En effet, certains dirigeants prennent les décisions qui leur permettent de
maximiser leur propre richesse plutôt que celle des propriétaires de la compagnie.
29
Dans ce qui suit, on va synthétiser un certain nombre d’articles, qui ont bien examiné
les coûts associés à la discrétion managériale à savoir : Jensen (1986), Wells Cox et Gaver
(1995), Mayers et Smith (1988) et Demsetz et Lehn (1985).
II-1-a: Jensen (1986):
Dans son article, Jensen pense que le paiement de liquidités aux actionnaires va créer
un certain nombre de conflits. En effet, ce type de paiement va diminuer bien sûr les
ressources sous le contrôle des dirigeants, ce qui va diminuer leur pouvoir, et les mettre sous
la surveillance du marché des capitaux, surtout lorsque la firme devrait obtenir des nouveaux
capitaux.
Les dirigeants ont intérêt alors à faire développer leur société au delà de sa taille
optimale, puisque cette croissance va améliorer leur pouvoir en augmentant les ressources
sous leur contrôle.
Jensen, montre que la surveillance des managers, par le biais d’un système de contrôle
interne et par le marché de contrôle des sociétés sont les deux méthodes les plus efficaces.
Par la suite, les auteurs évoquent le rôle des flux monétaires libérés (FML) (Free Cash
Flow) dans les conflits qui existent entre les actionnaires et les dirigeants. Ces FML seront
définis tout d’abord comme étant, les flux monétaires qui dépassent ceux indispensables pour
financer tous les projets qui ont des valeurs nettes positifs une fois escomptés au coût de
capital approprié.
Les conflits d’intérêts entre les actionnaires et les managers, à propos des politiques de
paiement, sont spécialement sévères lorsque l’organisation génère des FML.
En effet, les dirigeants, avec ces FML substantiels, peuvent augmenter la distribution
des dividendes ou bien racheter des actions et ils peuvent aussi les investir dans des projets à
faible rendement. Ce qui leur donne le contrôle sur l’utilisation des FML futurs.
Ainsi, le problème à résoudre serait le suivant : comment motiver les managers à
distribuer les liquidités au lieu de les investir dans des projets qui génèrent des taux de
rendement au dessous du coût de capital ou bien de les gaspiller dans des projets peu
efficients?
30
La théorie développée, par la suite par Jensen, explique essentiellement la capacité de
la dette à réduire les coûts de l’agence des FML. En effet, l’acquisition de dette, met la
pression sur les dirigeants afin de faire face à leur promesse de payer les futurs FML. Ainsi, la
dette peut être considérée comme un substitut efficace des dividendes.
En plus, la dette additionnelle permet d’augmenter l'efficience, en forçant les
organisations, qui ont beaucoup de flux monétaires, mais avec des projets d'investissements à
faibles rendements, à distribuer ces liquidités aux investisseurs.
On peut conclure en fin, que la dette réduira les coûts d'agence des FML, en diminuant
les flux monétaires disponibles à dépenser par la discrétion des dirigeants.
II-1- b- Demsetz et Lehn(1985) :
Les deux auteurs affirment qu’un examen minutieux de normalisation peut atténuer les
coûts de la discrétion managériale. L'évidence empirique sur l'efficience de la réglementation
liée à l’assurance vie est équivoque.
D’un autre coté, Jarrell et Bradley (1980) ont prouvé, qu’en plus des coûts de
transaction et d’information liés à l’acquisition et à la maintenance du contrôle de la firme, il
existe des coûts de réglementation significatifs associés avec le contrôle des transactions.
Les auteurs pensent aussi que le potentiel de contrôle d'une entreprise est directement
associé avec l’instabilité de l'environnement dans lequel elle fonctionne.
Ainsi, une réglementation systématique va restreindre les options offertes aux
propriétaires, ce qui va réduire leur potentiel de contrôle de la firme. Cette réglementation
nous fournit la surveillance et la discipline de la gestion des firmes.
L’intérêt des propriétaires à réduire la consommation d'agrément des dirigeants, est
également affaiblit par la tendance des commissions à ajuster les prix vers des niveaux qui
laissent le taux de profit constant. Ce ci va contrer le désir des dirigeants d’avoir un contrôle
plus large de la firme.
31
II-1- c : Mayers et Smith (1988) :
Dans cet article, les auteurs analysent le besoin de performer individuellement les trois
fonctions majeures d’une firme d’assurance : la fonction de dirigeant, la fonction de
propriétaire et celle de l’assuré.
Néanmoins, le problème qui se pose toujours, est que plus un agent est autorisé d’avoir
de discrétion, plus large est son potentiel d’opérer pour son propre compte à l’encontre des
autres parties au contrat.
En effet, dans les compagnies à capital-actions, la séparation entre le management et la
propriété de la firme, veut dire que les managers n’assument pas les conséquences de toutes
leurs actions. Ce qui va déclencher un problème de contrôle important.
En revanche, il y avait plusieurs mécanismes de contrôle tel que le marché de travail
des dirigeants externe et interne. Ces deux mécanismes peuvent atténuer la discrétion allouée
aux managers. Mais, si ce ci ne marchait pas, il y avait une possibilité d’un changement qui
viendrait de l’extérieur.
Dans ce contexte, les auteurs s’intéressent à l’avantage comparatif des différentes
structures de propriété et regardent en conséquence la dominance de chaque structure sur
certaines branches d’assurance plutôt que sur d’autres. On devrait alors distinguer les
différentes structures de propriété en se basant sur les branches d’assurance dans lesquelles ils
opèrent.
Le choix de la structure de propriété va donner l’avantage à une entreprise de se
concentrer sur une branche plutôt que de se présenter sur plusieurs. Ce ci peut alors limiter la
discrétion managériale de la firme.
Pour les mutuelles, la séparation entre l’assuré et le propriétaire va aussi générer des
conflits d’intérêt. En plus, l’opportunité d’un changement du management par les assurés est
très faible. En contrepartie, le conflit entre les assurés et les actionnaires est réduit. Les
mutuelles auront alors un avantage comparatif pour les polices à long terme.
En conséquence, les auteurs prévoient que les mutuelles seront
Réputées dans les branches où les managers exercent une faible discrétion.
Seront aussi plus concentrées que les compagnies à capital-actions.
32
Seront aussi géographiquement plus concentrées que les compagnies à capital-
actions vu que les coûts de discrétion augmentent en fonction de
l’augmentation de la dispersion géographique.
Les hypothèses citées plus haut ont été l’objet d’un test empirique. Les résultats sont
comme suit :
Concentration géographique :
Pour les compagnies à capital-actions et les mutuelles, on montre une relation négative
entre la taille et la concentration géographique. Cette concentration est consistante avec
l’hypothèse de la discrétion managériale pour les mutuelles. Ces derniers, sont en fait plus
concentrées que les compagnies à capital-actions. On aura le même résultat lorsqu’on
contrôle pour la taille de la firme.
Concentration sur une branche d’assurance :
Empiriquement, il paraît qu’on ne peut pas distinguer entre les deux structures en se
basant sur la mesure de la branche de concentration.
Spécialisation sur une branche d’assurance :
Au début, les tests empiriques ont prouvé une dominance des compagnies à capital-actions
sur toutes les branches. Les auteurs montrent aussi que les mutuelles et les compagnies à
capital-actions tendent de se spécialiser dans des branches différentes. Ainsi, celles qui
semblent être intéressantes pour les mutuelles, ne le sont pas pour les compagnies à capital-
actions.
Ainsi, la branche d’assurance aura donc le pouvoir de discriminer entre les mutuelles et
les compagnies à capital-actions, ce qui est consistent avec l’hypothèse de la discrétion
managériale.
II-1- d- : Wells, Cox et Gaver (1995):
Les auteurs examinent, dans cet article, la relation qui existe entre la forme
organisationnelle et les flux monétaires libérés (FML), et prévoient que les mutuelles ont un
33
degré de FML plus important que celui des sociétés à capital-actions. D’autres variables, tel
que la taille et le taux d’endettement, pourront affecter le degré de FML des firmes.
En revanche, ces FML permettent aux managers d’augmenter la taille de leur firme, en
les investissant dans des projets à valeur actuel net négatif ou nul, ce qui va améliorer leur
pouvoir de contrôle. Ce comportement constituera alors la base des conflits entre les
propriétaires et les dirigeants. En plus, ce ci étant très clair dans l’assurance vie. Ces FML
devraient être alors distribués aux propriétaires sous forme de dividendes ou bien aux assurés
sous forme de distributions de participations.
Ainsi, dans cet article les auteurs vont tester la différence des FML entre les
compagnies à capital-actions et les mutuelles dans l’assurance vie aux États-Unis. Ils vont
examiner pourquoi la forme organisationnelle affectera le comportement des managers en ce
qui concerne la distribution des FML.
Les coûts d’agence d’équité et les FML :
La théorie de Jensen prévoit que les coûts d’agence d’équité sont en partie dérivés des
FML. En d’autres termes, et selon Jensen, le problème des FML est plus important dans les
mutuelles que dans les compagnies à capital-actions.
D’un autre coté, l’hypothèse de la discrétion managériale prévoit aussi que les
mutuelles vont essayer d’atténuer la discrétion afin de contrôler les coûts d’agence d’équité.
Si les contrats, à travers les différents assurés des mutuelles, réduisent les coûts
d’agence d’équité, il n’y aura pas de différence en matière des FML entre les compagnies à
capital-actions et les mutuelles. Mais, selon l’hypothèse de la discrétion managériale, il y
avait une différence significative en matière des FML entre les deux structures. Cette même
hypothèse prévoit aussi que les mutuelles ne réussissent à contrôler les conflits que lorsque le
profit du contrôle additionnel dépasse celui des coûts.
Les déterminants des FML selon les auteurs:
Le degré des FML, dans l’assurance vie, est expliqué par la forme organisationnelle, ainsi que
par quatre autres facteurs :
La taille : On prévoit que lorsqu’elle augmente, les coûts de discrétion managériale
augmentent aussi.
34
L’environnement de réglementation : Les compagnies qui opèrent dans un
environnement de réglementation rigoureux, réalisent des degrés de FML faibles par
rapport aux compagnies qui ne sont pas sujet à une stricte réglementation. Néanmoins,
l’influence de réglementation peut avoir un effet positif ou négatif sur les FML.
Le risque de défaut : On prévoit une relation positive entre une mesure ex-ante du
risque de défaut et les FML.
Le niveau d’endettement : On prévoit qu’il soit inversement lié aux FML.
Un modèle conceptuel qui spécifie les déterminants des FML, retenus par le management,
peut être construit comme suit :
FCF = f (ORG, SIZE, REG, DEF, LEVER),
Avec:
FCF : Les flux monétaires libérés
ORG : la forme organisationnelle,
SIZE : La taille de la firme,
REG : L’environnement de réglementation,
DEF : Le risque de défaut, et
LEVER : le levier financier (le niveau d’endettement) de la firme.
La base de données :
Elle est obtenue de la [National Association of Insurance Commissionners (NAIC)]. L’étude
s’étale sur une simple année (1989), et comprend 1292 firmes d’assurances (277 mutuelles et
1015 compagnies à capital-actions).
La mesure des variables :
Les auteurs utilisent les flux monétaires non distribués (UCF) comme mesure des FML. UCF
représente le total des flux monétaires discrétionnaires présents pour le management, en
incluant les flux inflows et les flux outflows obligatoires pour l’année.
35
Méthode :
Les auteurs estiment leur modèle en utilisant la procédure d’estimation tobit. L’équation de
régression est la suivante :
Les résultats sont comme suit :
Les mutuelles retiennent plus de flux monétaires que les compagnies à capital-actions,
ce qui est consistant avec leurs prédictions.
Les auteurs prouvent aussi que la présence des obligations fixes dans la structure de
capital incite les managers à débourser l’excès des flux monétaires.
Les firmes, de taille plus importante, ont des flux monétaires plus élevés et donc des
coûts d’agence propres à l’équité plus importants.
Les auteurs n’ont pas pu confirmer la prédiction qui dit qu’un risque de défaut plus
important va motiver les managers à retenir plus de flux monétaires.
II-2 : La relation entre la distribution de participations et les coûts
associés à la discrétion managériale :
Au début, et puisqu’on parle de paiement de dividendes et de distribution de
participations, je voudrais juste donner la signification du mot dividende dans le contexte des
compagnies d’assurance vie.
36
En effet, selon Formisano, le dividende a deux significations. Pour les compagnies
mutuelles, dans lesquelles les assurés sont à la fois des clients et des propriétaires, et aussi
pour les assurés à participations dans les compagnies à capital-actions, le dividende représente
un rendement de la surcharge de la prime. Pour les compagnies à capital-actions, le dividende
aux actionnaires est un paiement, représentant une partie du rendement de leur investissement
dans la compagnie.
Les mutuelles chargent typiquement une prime substantielle au début de chaque
période, et distribuent une participation à la fin de la période. Ainsi, avec un investissement
favorable, la distribution de participations va augmenter, mais avec une expérience non
favorable, elle va diminuer.
D’après nos lectures, beaucoup d’auteurs se sont intéressés à étudier la relation entre la
distribution de participations et les coûts associés à la discrétion managériale. D’ailleurs, ce
sujet a déjà fait l’objet d’une investigation empirique en contexte américain.
Quant aux résultats, ils diffèrent d’une étude à l’autre. Au début, Winters(1978), Belth
(1978), Cody ( 1981) et Larsen ( 1981), aucun d’entre eux n’a investigué cette relation dans
le cas des assurances vie mutuelles.
Formisano (1978) suggère, de son coté, que les résultats de son étude empirique
concernant les dividendes aux actionnaires ne peuvent pas être généralisés pour le cas de
distribution de participations aux assurés. Palmer (1976), n’était pas capable de vérifier la
fiabilité des illustrations des dividendes.
Garven et Pottier (1995) ont prouvé une certaine relation, mais seulement pour les
compagnies à capital-actions. Wells, Cox et Gaver (1995), ont trouvé aussi, via leur étude
empirique, une certaine relation.
Dans ce qui suit, on présentera une synthèse de ce qui a été écrit et prouvé par ces
auteurs.
II-2-a : Formisano (1978) :
Dans cet article, Formisano modélise la participation distribuée par les compagnies
d’assurance, que ce soit celles à capital-actions ou bien les mutuelles. Il note que le total des
distributions faites aux assurés ainsi que celles faites aux actionnaires reflète les résultats à
long terme plutôt que l’expérience annuelle.
37
Formisano note d’abord que, cette même étude a été faite sur des compagnies autres
que les compagnies d’assurance, mais on ne peut pas généraliser leurs résultats sur les
compagnies d’assurances.
En outre, il précise que l’une des décisions les plus importantes, à laquelle les
compagnies font face, est la détermination du niveau de participation total à distribuer aux
actionnaires ou bien aux assurés. En effet, dans les compagnies d’assurance vie, le niveau des
actifs, ainsi que la croissance de la compagnie sont déterminés via la prise de décisions sur le
niveau de dividendes, la réservation et le surplus.
La question qui se pose, est alors sur quelles bases, les distributions aux assurés se
calculent-t-elles? Et quels sont les facteurs qui auront un effet sur la distribution de
participations?
Pour les compagnies à capital-actions, Higgins assume que les investisseurs préfèrent
l’appréciation du prix de leurs actions plus qu’une distribution de dividendes, ce qui veut dire
que les firmes doivent maintenir l’indépendance entre les dividendes et les décisions
d’investissements. Mais Higgins note aussi que le dividende doit être protégé des effets
nuisibles de la variabilité des revenus et de la variation dans l'ensemble des opportunités
d’investissements.
Selon Jackson, la distribution de participations pour les compagnies mutuelles doivent
être calculées de cette façon : les résidus des profits desquels on retranche ce qui est
nécessaire pour une politique adéquate de réserve et de surplus.Ce résidu est géré d’une année
à l’autre, selon les fluctuations à travers le temps.
D’un autre coté, il y a trois facteurs susceptibles d’expliquer les changements de
distributions annuelles, à savoir :
Le changement dans le degré de profits.
Les ventes d’assurance vie.
La liquidité de la compagnie.
Empiriquement, l’auteur a montré que :
Les mutuelles ont tendance à continuer leurs distributions de participations, même
dans le cas de faibles profits.
38
Pour les compagnies à capital-actions, il a constaté une hésitation à faire des
distributions sans avoir un support adéquat de revenus à long terme.
Pour les mutuelles, on a montré aussi, que les profits ne sont pas capables d’expliquer,
sur toutes les périodes, le changement au niveau des distributions. Par contre, pour les
compagnies à capital-actions, le changement dans ces distributions dépend
considérablement des changements annuels des profits.
Une augmentation de distributions a été constatée, malgré une diminution de la
position de liquidité des compagnies d’assurance.
II-2-b: Wells, Cox et Gaver (1995):
Dans leur étude, Wells, Cox et Gaver montrent que les programmes de dividendes
émis par les assurances représentent une composante importante de leur propre réputation.
Ainsi, les compagnies d’assurance vie, émettent fréquemment, après l’achat de la police par
les assurés, un programme de distribution de participations couvrant un horizon à long terme.
Ils vont plutôt choisir un tel programme afin de limiter la discrétion managériale.
Malgré que les mutuelles, émettent généralement des polices d’assurance vie
participatives, les compagnies à capital-actions, émettent des polices non participatives. Ce ci
peut produire des rendements plus intéressants dans les mutuelles que dans les sociétés à
capital-actions.
En plus, les managers des mutuelles utilisent la provision de participations pour
réduire leurs conflits avec les assurés. Néanmoins, cette distribution de participations ne peut
pas compenser totalement les pertes générées par l’absence de surveillance via le marché des
capitaux.
II-2-c : Garven et Pottier (1995) :
Dans cet article, Garven et Pottier font référence à un arrangement contractuel
spécifique permettant de résoudre le problème de décalage de risque dans les compagnies à
capital-actions : c’est l’inclusion des droits de participations dans les polices d’assurance.
39
Lorsque les assurés des mutuelles sont en même temps des propriétaires et des
créanciers, la mutualisation représente alors une solution possible au problème de décalage de
risque. Mais lorsque les fonctions de créancier et propriétaire sont séparées dans les
compagnies à capital-actions, les actionnaires auront intérêt à décaler le risque du coté des
assurés, après que la police soit déjà émise.
En introduisant le droit de participation dans les polices offertes aux assurés, les
assureurs vont ainsi fusionner le rôle du propriétaire et du créancier et seront alors capable de
résoudre le problème de décalage de risque.
Mayers et Smith, de leur coté, disent qu’une manière pour contrôler le conflit entre
assurés et actionnaires est d’introduire les polices de participations. Gollier et Wibaut (1992)
montrent que les polices de participations permettent un partage de risque optimal dans les
mutuelles.
L’objectif principal de cette analyse, est donc de démontrer que l’incorporation des
droits de participations dans les polices d’assurance, peut résoudre le problème de décalage de
risque dans les sociétés à capital-actions. Les auteurs présentent aussi une évidence empirique
pour la participation des assurés, qui est consistante avec la théorie développée.
Les résultats sont comme suit :
Un contrat d’assurance avec participations permet d’éliminer les coûts d’agence
associés au problème de décalage de risque. Ce résultat nous produit un support
analytique à la conjecture de Mayers et Smith, concernant le rôle joué par les droits de
participations dans la résolution du conflit d’intérêt entre assurés et actionnaires. Une
des implications principales, serait alors que les taux de participations doivent être
positivement corrélés avec les coûts de réclamations prévus.
Les auteurs n’ont pas prouvé une relation entre les coûts de réclamations prévus et les
polices de participations pour les mutuelles.
Les compagnies à capital-actions avec participations sont plus endettées que celles
sans participations.
Les sociétés à capital-actions avec participations sont plus larges que celles sans
participations, peu importe la taille.
40
Pour les mutuelles, Celles qui sont de large et moyenne taille, ayant des polices de
participations, sont plus endettées que celles sans participations. Mais, cette relation
n’est pas statistiquement fréquemment significative comme pour les compagnies à
capital-actions.
Il existe, d’autres facteurs, tel que la considération stratégique et le marketing, qui
permettent aussi d’expliquer la raison d’émettre des polices de participations dans les
compagnies à capital-actions.
III - L’efficience et la performance relative des deux formes
organisationnelles:
Il y a beaucoup d’observateurs qui croient que les mutuelles ne peuvent pas survivre à
long terme dans un marché très compétitif puisque la propriété dans celles-ci est largement
dispersée entre les assurés. Ces derniers, sont mal informés sur les affaires de leur
organisation. Il est alors prévu que les mutuelles vont être moins efficientes que les
compagnies à capital-actions.
Aussi, selon Mayers et Smith, il y avait plusieurs analyses empiriques qui ont examiné
l’efficience relative des compagnies à capital-actions par rapport aux mutuelles. Sans
exception, toutes les études en coupe transversale ont conclut que les mutuelles sont moins
efficientes que les compagnies à capital-actions.
Au contraire, Mayers et Smith (1981, 1982) et Fama- Jensen (1983) ont parlé de
l’efficience potentielle des mutuelles et que les deux formes organisationnelles co-existent.
O’sullivant et Diacount (2003), en utilisant un certain nombre de mesures de
performance, ont montré qu’il n’existe pas une différence significative entre le comportement
des compagnies à capital-actions et celui des mutuelles, a part la rémunération des directeurs.
En fait, celle-ci est significativement plus élevée dans le cas des compagnies à capital-
actions. Les auteurs n’ont pas pu montré l’hypothèse qui dit que les mutuelles sont plus
performantes que les compagnies à capital-actions.
41
D’un autre coté, Dalton et al (1998) et Hermalin et Weisbach (2000), de leur part, ont
conclu que la composition du conseil de direction n’a pas d’effet sur la performance d’une
compagnie d’assurance.
Afin de bien étudier cette problématique, nous allons faire une synthèse des principales
revues de littérature, qui se sont intéressées au sujet, que ce soit théoriquement ou bien
empiriquement.
Nous parlons alors des travaux de : Mayers et Smith (1992) ; Mayers et Smith (1986) ;
McNamara et Rhee (1992) ; Boose (1993) et Armitage et Kirk (1994) .
III –1- : Mayers et Smith (1992) :
Dans cet article, les deux auteurs ajoutent aux deux formes classiques de structure de
propriété, la notion de filiale d’une compagnie. On trouve alors les filiales liées à des
mutuelles et celles liées à des sociétés à capital-actions. (Ces filiales ne sont jamais des
mutuelles).
Les propriétaires d’une filiale liée à une mutuelle sont, en fait, les assurés de la
compagnie mutuelle mère. Ainsi, les auteurs montrent que les filiales liées à des mutuelles et
les mutuelles elles mêmes doivent opérer de la même façon.
Selon les auteurs, la comparaison entre les filiales , que ce soit des compagnies à
capital-actions ou bien des mutuelles, est plus facile que la comparaison des entreprises
mères elles mêmes.
Cette notion de filiale va permettre, par la suite, aux auteurs de conclure que le degré
de compensation des dirigeants dépend de leur position. En d’autres termes, s’ils sont des
dirigeants d’une filiale ou d’une compagnie mère, leur compensation, dépend de leur degré de
supervision.
Les principaux résultats, obtenus empiriquement par les auteurs, sont consistants avec
l’hypothèse de la discrétion managériale et sont comme suit:
• La structure de propriété a un effet, économiquement significatif, sur la compensation
des dirigeants. Ainsi, la compensation des dirigeants des mutuelles est
significativement plus faible que celle des dirigeants des compagnies à capital-actions.
42
• La compensation des dirigeants d’une filiale de mutuelle est significativement plus
faible que celle des dirigeants d’une filiale d’une compagnie à capital-actions.
• La compensation des dirigeants des mutuelles est significativement moins sensible à
la performance de la firme que celle des compagnies à capital-actions.
• la valeur de la productivité managériale des dirigeants des mutuelles est inférieure à
celle des dirigeants des compagnies à capital-actions. Ce résultat explique pourquoi
les dirigeants des mutuelles sont moins payés que ceux des compagnies à capital-
actions.
• Si les dirigeants des mutuelles réussissent à minimiser l’effet des forces de marché et
de contrôle de la firme plus que les dirigeants des compagnies à capital-actions, leur
compensation serait alors plus élevée.
III –2- : Mayers et Smith (1986) :
Les auteurs, dans cet article, examinent la conversion de 30 entreprises d’assurances
de la forme capital-actions vers la forme mutuelle.
Les auteurs parlent de deux hypothèses à tester à savoir : l’hypothèse de l’efficience et
celle de l’expropriation.
L’hypothèse de l’efficience implique que, dans les compagnies mutualisées, les
bénéfices dépassent les coûts. Ainsi, une condition nécessaire, pour que la valeur de la firme
augmente à travers la mutualisation, est que chacun des réclamants gagnera.
Ce processus de mutualisation peut, par contre, entraîner une transformation de
richesse ou bien une expropriation. Ainsi, une condition nécessaire pour que la mutualisation
réduira l’efficience, est que l’un des réclamants perdra systématiquement à travers ce
processus.
Ainsi, pour que les différentes parties acceptent la mutualisation, il faut que
l’hypothèse de l’efficience s’applique. Ce qui va amener les deux auteurs à tester ces deux
hypothèses.
Dans la suite, on présentera les résultats des tests effectués par les auteurs :
43
• L’expropriation de la richesse des assurés ou bien des actionnaires ne peut pas être la
motivation principale de la mutualisation.
• L’hypothèse, qui dit que la mutualisation ne serait bénéfique que pour les nouveaux
assurés, n’a pas été approuvée dans cette étude, ce qui est consistant avec les
premières conclusions des auteurs.
• Les firmes mutualisées opèrent comme si elles étaient vraiment des mutuelles même
avant l’approbation de leur mutualisation.
• La moyenne des primes reçues par les actionnaires des firmes mutualisées, est plus
large que celles enregistrées par d’autres transactions sur le marché, pour un contrôle
de l’entreprise.
• La compensation managériale n’est pas ajustée instantanément avec le changement de
la structure de propriété.
• La probabilité du changement des managers, durant la période qui précédait
l’approbation du processus de mutualisation, est trois fois plus importante que celle
pendant la période qui suivrait.
• Il y aura une réduction du degré de contrôle des firmes, dans les firmes caractérisées
par une propriété dispersée, plus importante que dans les firmes où la majorité des
actions sont concentrés dans les mains des managers.
• Il existe un changement favorable dans les rendements des primes pour les firmes
contrôlées par le management, ce qui confirme encore plus l’existence de la
motivation d’efficience.
Les auteurs parlent aussi de trois groupes de firmes, selon le niveau des coûts de contrôle.
Pour celles à coûts élevés, les résultats sont consistants avec la motivation de l’efficience.
Ainsi, on peut dire que les auteurs ont présenté une forte évidence pour les gains des
actionnaires, une faible évidence pour les gains des managers et aucune évidence pour la perte
des assurés.
En général, les résultats obtenus par les auteurs sont consistants avec l’existence d’une
motivation efficiente en faveur de la mutualisation.
44
III –3- : McNamara et Rhee (1992) :
Cette étude faite par Mc Namara et Rhee complète le travail de Mayers et Smith
(1986), en produisant une évidence empirique additionnelle sur les deux hypothèses
d’efficience et d’expropriation.
Dans ce contexte, les auteurs vont étudier la performance de 33 compagnies
d’assurance vie sur deux périodes : l’une avant et l’autre après la démutualisation. Ce ci va
leur permettre de tester les deux hypothèses.
Les raisons les plus pertinentes en faveur de la démutualisation sont les suivantes :
• L’accès au marché des capitaux.
• L’alignement des intérêts des propriétaires et des managers, en rendant les managers
aussi propriétaires.
• L’érosion des avantages fiscaux des mutuelles.
• La séparation entre les trois fonctions principales à l’intérieur de la firme et la
possibilité de mieux superviser les managers.
Par contre, après la démutualisation, les assurés ne seront plus les réclamants résiduels de
la firme, ce qui veut dire que la possibilité d’une expropriation par les actionnaires va
augmenter puisque le mécanisme de discipline imposé par les assurés serait moins effectif.
L’étude s’étale alors sur 5 ans avant la démutualisation et 5 ans après. Afin d’étudier nos
deux hypothèses principales, les auteurs examinent un certain nombre de variables à savoir :
les variables de production, les variables financières et une variable du bien-être du
management.
Les auteurs analysent les différentes variables et puis ils comparent la performance avant
et après la démutualisation.
Les auteurs ont montré empiriquement que :
• Les variables de production prouvent un certain support à l’hypothèse de l’efficience.
45
• Les revenus des primes restent inchangés à travers le temps, lorsque les compagnies
s’intéressent de plus en plus à une couverture non participative.
• Une augmentation dans le capital et le surplus des compagnies pendant les trois ans
qui vont suivre la démutualistaion., ce qui apporte un nouveau support à l’hypothèse
de l’efficience.
• Un changement plus important du management durant la période qui suivrait la
démutualisation. Ce ci est consistant avec l’hypothèse de l’efficience, puisqu’une
supervision plus effective serait présentée pour les compagnies à capital-actions.
L’ensemble de ces résultats produit alors un autre support à l’hypothèse de l’efficience
des deux formes d’organisations : les mutuelles et les compagnies à capital-actions.
III –4- : Boose (1993) :
Dans cette étude, Boose teste un certain nombre de prédictions de la théorie d’agence
ainsi que les alternatives concernant les taux d’investissement des compagnies d’assurance
vie.
En effet, l’augmentation des dépenses causées par des problèmes d’agence, entraînera
la création d’autres problèmes auxquels les managers doivent faire face. Ces derniers vont
alors investir dans des actifs moins risqués, ce qui ne fait pas le bonheur des actionnaires.
Il existe deux théories qui croient que les mutuelles sont plus avantageuses que les
compagnies à capital-actions à savoir :
• Fama et Jensen (1983) : Ils proposent que les compagnies mutuelles aient un avantage
parce que la non spécificité de leurs actifs permet aux propriétaires de mieux contrôler
les managers. Ils peuvent alors retirer les actifs des sociétés dont le comportement de
leurs directeurs n’est pas en accord avec les objectifs des assurés.
• Mayers et Smith (1981) et Hansmann (1985) : Ils proposent que les mutuelles aient
l’avantage car il y a peu de contrats qui doivent avoir lieu. Ils vont alors réduire les
coûts de transactions et rendre la compagnie plus profitable.
Il y a d’autres théories qui ne proposent pas de différence entre les deux formes
d’organisations. En effet, Demsetz et Lehn (1985) proposent que la structure de propriété ne
46
sera pas importante en présence des systèmes de réglementations gouvernementaux, puisque
ces derniers agissent comme des superviseurs pour les propriétaires.
Pritchett (1971), Colenutt (1977) et Boose (1990) ont trouvé des différences
systématiques au niveau des dépenses. Ils prévoient que les compagnies caractérisées par des
dépenses élevées ne seront pas capables de bien rivaliser à travers le temps.
D’après ces tests empiriques, Boose a montré que :
• Les mutuelles n’investissent pas dans des actifs risqués plus que les compagnies à
capital-actions.
• La forme organisationnelle a un effet significatif sur le rendement net des actifs
investis. Cet effet diffère selon le régime de réglementation.
• Selon le régime appliqué à New York, les mutuelles auront un rendement inférieur à
celui des compagnies à capital-actions.
• En dehors de New York, les mutuelles auront un rendement plus important.
• Les firmes mutuelles n’ont pas la même économie de balance que les firmes à capital-
actions.
Ainsi, Boose a montré une différence significative entre les mutuelles et les
compagnies à capital-actions. Cette différence a deux formes : Une différence sur la base du
taux de rendement et une différence sur la base de l’économie de balance.
III –5- : Armitage et Kirk (1994):
Les deux auteurs prévoient qu’il existe une relation entre la forme de propriété d’une
organisation et sa performance. Ils vont alors tester cette hypothèse sur le marché britannique.
Il y aura alors une comparaison entre les mutuelles et les compagnies à capital-actions
en terme du rendement moyen sur les polices de dotation, le ratio moyen des coûts et le taux
de croissance moyen.
Avant d’entamer l’étude empirique, les auteurs citent d’autres études empiriques telle
que celle de Spiller (1972). Celui ci compare la taille moyenne, entre 1952 et 1966, des
compagnies à capital-actions et celle des mutuelles dans l’état de New York. Il trouve que la
47
taille moyenne des compagnies à capital-actions s’est développée beaucoup, ce qui
constituera une évidence en faveur d’une relation entre la performance et la forme
organisationnelle.
Armitage et Kirk, dans cette étude, vont alors comparer la performance des mutuelles
et des compagnies à capital-actions en comparant :
Le rendement moyen aux assurés des polices de dotation
le ratio moyen des coûts d’opérations par le rendement des primes.
le taux de croissance du rendement des primes.
Les résultats indiquent que :
• La forme organisationnelle optimale dépend de la relation qui existe entre l’efficience
et le contrôle fait sur les managers.
• Pour le rendement aux assurés, les auteurs indiquent des taux de paiements moyens
pour les mutuelles plus élevés, surtout dans les années 1980, lorsque les différences
sur plusieurs années sont statistiquement significatives.
• Pour le ratio des coûts, les résultats indiquent que pour chaque année entre 1983 et
1990, les mutuelles ont en moyenne un ratio de coût inférieur a celui des compagnies à
capital-actions. Cette différence peut être expliquée par le fait que les petites
entreprises à capital-actions sont plus nombreuses que celles mutuelles.
Ces résultats suggèrent que les mutuelles sont plus efficientes que les compagnies à
capital-actions, mais les auteurs, auront besoin d’autres explications.
Pour étudier la croissance du rendement des primes, la taille sera mesurée par le
rendement annuel des primes.
De nouveaux résultats apparaissent alors :
Les mutuelles larges et moyennes, ont eu une croissance plus rapide que les
entreprises à capital-actions de même taille. Il y a aussi une forte probabilité que les
petites entreprises mutuelles croient aussi plus rapidement que les petites sociétés à
capital-actions. Si cette croissance affectera les ratios des coûts, elle va toucher
négativement les mutuelles plus que les compagnies à capital-actions.
48
Finalement, les auteurs ont conclu que le statut des mutuelles dans l’assurance vie est
associé avec une concurrence et efficience plus importantes que celles dans les compagnies à
capital-actions.
IV - La co-existence entre la forme des compagnies à capital-
actions et celle des mutuelles :
Il paraît, dès la première impression, que les mutuelles, à travers leurs caractéristiques,
sont inférieures aux sociétés à capital-actions. Mais, en pratique, elles montrent leur viabilité
et elles survivent, dans un contexte de compétition, en offrant des produits de haute qualité,
avec des prix élevés.
En effet, les deux formes organisationnelles : la forme mutuelle et la forme capital-
actions coexistent, depuis longtemps, dans le secteur de l’assurance. En plus, on constate que
la co-existence actuelle est très stable.
Mayers et Smith (1981) considèrent la co-existence des deux formes
organisationnelles en terme de coûts d’agence. En effet, l’hypothèse de la discrétion
managériale, décrit les désavantages des deux formes, ce qui va permettre le changement de
chacune des deux formes et par la suite la co-existence à l’équilibre. Ainsi, l’histoire de
l’industrie de l’assurance vie nord américaine a été marquée par un nombre non négligeable
de mutualisations et de démutualisations.
Mayers et Smith (1986) ont montré aussi une évidence en faveur de l’efficience
potentielle des mutuelles et que les deux structures co-existent sur le marché.
Boose (1990), quant à lui, suggère que la co-existence, à long terme, des deux formes
organisationnelles, peut, au moins en partie, être expliquée par le fait que, les coûts d'agence
ne sont pas, plus importants sous une forme d'organisation plus que sous l’autre.
Et puis, Armitage et Kirk (1994) ont montré que la forme organisationnelle optimale
dépend de la relation qui existe entre l’efficience et le contrôle fait sur les managers.
49
Pour bien étudier le sujet de la co-existence, on va faire une synthèse des principaux
articles qui ont attaqué cette problématique à savoir : Lamm-Tennant et Starks (1993) ; Kroll
et al (1993) ; Remmers (2002) ; Gendron et Moffet (1994) et Swiss Re, Sigma N 4/ 1999.
IV- 1- : Lamm-Tennant et Starks ( 1993) :
Selon les deux auteurs, la relation qui existait entre les activités d’une firme et sa
structure de propriété, a été étudiée par plusieurs chercheurs. Néanmoins, la piste de la
différence des droits de propriétés associés avec les deux formes organisationnelles, était,
pour eux, très intéressante.
En revanche, les études empiriques antérieures ne se sont pas intéressées à la
différence des caractéristiques du risque entre les deux formes organisationnelles. D’où
l’apport de cet article. Ainsi cette étude s’intéresse à la relation entre la structure de propriété
et l’environnement de la firme dans l’industrie de l’assurance IARD.
Cette industrie est très intéressante, puisque les deux formes organisationnelles co-
existent à travers les différentes branches d’activités. Cette co-existence a été expliquée par
différentes théories à savoir :
• Celle basée sur les problèmes d’agence.
• Celle basée sur les problèmes de l’anti-sélection.
• Celle de l’efficience du partage de risque.
Les deux premières théories impliquent que les mutuelles s’intéressent aux activités les
moins risquées par rapport aux activités des compagnies à capital-actions. Par contre, la
théorie de l’efficience du partage de risque suppose que les mutuelles vont assurer les clients
les plus risqués.
Les auteurs vont alors étudier les implications de ces théories en examinant la différence
dans les caractéristiques du risque des deux structures de propriété.
50
Les implications sur le risque des hypothèses concernant la co-existence des deux formes:
Mayers et Smith (1981, 1986, 1988, 1992) et Fama et Jensen (1983a, 1983b) montrent
que la survie des deux structures est due à l’efficience relative des deux formes dans le
contrôle des problèmes d’agence.
Par la suite, selon Mayers et Smith (1981,1986, 1990a et 1992), la différence dans les
coûts de contrôle des conflits d’intérêts entre les différents partenaires, va influencer le choix
de la structure de propriété. Ainsi, ils prévoient que les coûts de contrôle des managers sont
plus élevés et les bénéfices plus bas dans les mutuelles plus que dans les compagnies à
capital- actions. Les mutuelles vont se spécialiser en conséquence, dans les branches
d’assurance qui nécessitent moins de discrétion managériale.
Smith et Stutzer (1990) se sont intéressés aux différences qui existent entre les polices
d’assurance, avec et sans participations. Pour celles avec participations, la prime est
déterminée ex-post. L’assuré contribuera, en conséquence, au risque d’opération de la
compagnie d’assurance. Mais, quand il s’agit des polices d’assurance sans participations, la
prime est déterminée ex-ante et l’assuré ne contribue nullement au risque d’opération de la
firme.
En se basant sur le problème de l’anti-sélection, Smith et Stutzer (1990) ont montré
qu’à l’équilibre, les deux types de polices d’assurance coexistent. L’hypothèse avancée par
ces auteurs est la suivante : en moyenne, les mutuelles, en comparaison avec les sociétés à
capital-actions, couvriront les assurés les moins risqués.
Selon Doherty et Dionne (1992), quand le risque est difficilement diversifiable, la
combinaison couverture /financement est un arrangement de partage de risque plus efficient
qu’un simple transfert de risque prépayé. Ils montrent alors que, puisque la combinaison
protection /financement offerte par la forme mutuelle est un arrangement plus efficient du
partage du risque, alors les mutuelles devraient être plus efficaces dans les branches à risque
non diversifiable élevé.
Selon Fama et Jensen (1983b), les mutuelles sont impliquées dans les activités où les
flux monétaires futures seront plus certains. Alors que, selon Smith et Stutzer (1990), les
mutuelles devront être associées avec les polices les moins risquées.
51
Ainsi, en conséquence, selon l’hypothèse de la discrétion managériale de Mayers et
Smith, les mutuelles doivent être impliquées dans les activités les moins risquées. Mais, selon
Doherty et Dionne (1992), les mutuelles seront impliquées dans les activités les plus risquées.
Pour les fins de leurs tests empiriques, une mesure fiable du risque, sera retenue c’est
celle de la variance du ratio de perte.
Les tests empiriques, vont se baser sur un ensemble de données couvrant 95% des
actifs de l’industrie de l’assurance IARD aux États Unis sur une période de huit ans.
Analyse du risque par compagnie :
Afin de tester l’existence d’une relation entre le risque total et la forme
organisationnelle, un contrôle pour la taille est nécessaire. En effet, un certain nombre de
régressions ont été menés sur la base du modèle logit suivant :
Avec :
: Probabilité que la forme organisationnelle soit une mutuelle,
: Taille relative de la compagnie par rapport à toutes les compagnies de l’échantillon,
: Le risque total de la compagnie (mesuré par la variance du ratio de perte), et
: Terme d’erreur.
L’estimation de la régression logit sera faite par la méthode du maximum de
vraisemblance.
Les résultats montrent que :
• La structure de propriété est significativement reliée à la variance du ratio de perte et
à la taille relative de l’assurance.
• Les sociétés à capital-actions ont un risque total plus élevé que celui des mutuelles.
Ce qui est consistant avec l’hypothèse des coûts d’agence et celle de l’anti-sélection.
52
• Les compagnies à capital-actions, en moyenne, ont une variance du ratio de perte
plus élevée que celle des firmes mutuelles. Ainsi, les compagnies à capital-actions
auront des opérations sur un nombre plus élevé de branches d’activités et d’États.
Analyse du risque par branche d’activité :
Les auteurs testent la relation entre la concentration des primes dans les différentes
branches d’activités et la variance du ratio de perte.
Les résultats montrent que :
• Les compagnies à capital-actions assument plus de risque que les mutuelles. Ainsi, les
sociétés à capital-actions s’intéressent de plus aux branches d’activités les plus
risqués.
• Même si les mutuelles vendaient des polices d’assurance sur peu de branches
d’activités, elles n’étaient pas significativement plus concentrées que les compagnies
à capital-actions.
Analyse du risque par secteur géographique :
Les secteurs géographiques diffèrent selon leur environnement de réglementation et
selon leur expérience de perte.
Les auteurs ont montré une autre fois que :
• Les compagnies à capital-actions tendent de se concentrer dans les États qui ont un
risque total élevé.
2- : Kroll et al (1993) :
Dans cet article, Kroll et al vont étudier, tant théoriquement qu’empiriquement, la
question suivante : Les managers poursuivent les intérêts de quelle partie ?
Pour en faire, il y a trois propositions qui seront testées sur les deux groupes
organisationnelles : les mutuelles et les compagnies à capital-actions.
Pour la revue de littérature, elle a été synthétisée en deux types d’opinions : Ceux qui
pensent que les managers poursuivent les intérêts des propriétaires et ceux qui pensent qu’au
53
contraire, ces directeurs poursuivent leur propre intérêt, puisqu’il y a divergence entre leurs
intérêts et ceux des actionnaires.
L’école de la discrétion managériale et de récompenses nous enseigne que les managers
ne poursuivent les intérêts des propriétaires que s’il y a un risque de changement ou bien de
révolte de la part de ces actionnaires. Par contre, l’école de la concordance des intérêts,
prévoit que les managers maximisent toujours les intérêts des actionnaires.
Alors, et à cause de ces positions théoriques contradictoires, les auteurs vont tester trois
propositions via l’utilisation d’une large base de données composée de mutuelles et de
compagnies à capital-actions. Ainsi, l’objectif est alors de tester la validité du modèle de
discrétion managériale versus celui du marché de travail efficient de Fama.
Les trois propositions à tester sont les suivantes :
Proposition 1 : Les taux moyens pour les polices d’assurance vie offertes par les mutuelles
sont moins élevés que les taux moyens pour le même type de polices offertes par les
compagnies à capital-actions. Si elle est vraie, on aura un certain support pour l’école de la
concordance des intérêts.
Proposition 2 : Les dirigeants reçoivent plus de compensation dans les mutuelles que dans les
compagnies à capital-actions. Si elle est vraie, elle apportera un support à l’école de la
discrétion managériale.
Proposition 3 : Les dépenses générales et administratives sont, en moyenne, plus élevées
dans les mutuelles que dans les compagnies à capital-actions. Si elle est vraie, elle apportera
aussi un support à l’école de la discrétion managériale.
Pour en faire, les auteurs examinent trois points essentiels : l’aptitude des mutuelles à
compenser leurs assurés (propriétaires), la différence quant à la compensation des dirigeants
et enfin, la différence quant au comportement de « préférence de dépense » dans les
différentes structures de propriété.
En effet, trois variables ont été prises en considération à savoir : les taux des polices
d’assurance, les dépenses générales et administratives, et les compensations des dirigeants.
Les résultats empiriques obtenus par Kroll et al montrent que :
54
• Les mutuelles n’ont pas des taux différents, significativement, des compagnies à
capital-actions. Ce qui veut dire que les polices issues par les mutuelles sont
compétitives, mais ne sont pas systématiquement, meilleur marché que les compagnies
à capital-actions.
• Le niveau de compensation des dirigeants, étant plus élevé dans les mutuelles que
dans les compagnies à capital-actions.
• Les sociétés à capital-actions sont significativement plus efficientes, dans le contrôle
des dépenses générales et administratives, que les mutuelles.
Ainsi, les auteurs ont montré, entre autres, que les mutuelles, ne sont pas gérées aussi
efficacement que les compagnies à capital-actions.
Ces résultats supportent alors le modèle de la discrétion managériale, ce qui veut dire
que les managers ne vont pas agir, nécessairement, dans l’intérêt des actionnaires de la firme.
IV - 3- : Gendron et Moffet (1994) :
Dans cet article, les deux auteurs analysent la situation d’une compagnie d’assurance
mutuelle qui accepte d’intégrer des nouveaux investisseurs externes. Ils montrent qu’il serait
rationnel, dans ce contexte, pour les assurés de subventionner ces investisseurs externes.
Les auteurs parlent alors, d’une nouvelle forme organisationnelle dans la province de
Québec au Canada. En effet, une compagnie d’assurance mutuelle pourra alors avoir accès au
marché des capitaux, tout en préservant sa philosophie mutuelle.
Une des caractéristiques principales de cette nouvelle structure, est la cohabitation
entre les assurés et les actionnaires externes. En effet, les assurés rationnels s’intéressent à
augmenter leur consommation et à améliorer la productivité de leur compagnie, alors ce ci va
les motiver à accepter les actionnaires étrangers dans leur firme.
Ainsi, cette nouvelle forme va attirer le capital nécessaire pour achever les objectifs de
croissance, mais, en contrepartie elle entraînera un transfert de la richesse potentielle aux
dépens des assurés.
55
Par la suite, et puisque les assurés ont intérêt à ce que la compagnie d’assurance
survive, ils doivent prendre des mesures pour éviter la faillite, en subventionnant les
investisseurs externes. Ces concessions données par les assurés à la compagnie à capital-
actions, constituent un transfert de richesse des actionnaires mutuelles vers les actionnaires
capitalistes.
Les auteurs montrent par la suite que la structure de ce transfert de richesse est
similaire à une option put.
D’après leur analyse précédente, les auteurs ont dérivé un certain nombre de
propositions sur les implications de la co-existence du mutualisme et du capitalisme dans la
même compagnie d’assurance. Ils sont comme suit :
• La probabilité de faillite augmente lorsque la proportion du mutualisme dans la firme
diminue.
• La valeur du transfert de richesse potentielle diminue lorsque la proportion des
capitaux augmente.
• La valeur du transfert de richesse potentielle est une fonction non décroissante de la
bonne volonté des assurés de sauver leur compagnie.
• Le transfert de richesse potentielle est une fonction croissante du degré des exigences
gouvernementales.
IV- 4- : Swiss Re, Sigma N 4/ 1999: Quelles sont les raisons historiques du
succès des mutuelles ? :
Dans cet article, on montre tout d’abord l’importance du poids des compagnies
mutuelles dans le monde de l’assurance. En effet, le volume d’opérations faites par ces
mutuelles aux États Unis dépasse n’importe quel autre coopérative.
L’atout des mutuelles réside, bien sûr, dans leur capacité à maîtriser le conflit entre les
assurés et les actionnaires, puisque les deux groupes ne font qu’un. Par contre, les mutuelles
risquent d’aggraver le conflit entre les dirigeants et les actionnaires puisque les dirigeants ne
sont exposés à aucun risque de prise de contrôle de la compagnie par une autre société.
56
En plus, ces mutuelles réussissent le plus dans le secteur vie. En effet, une police
d’assurance vie est un contrat à long terme, ce qui va augmenter les incertitudes, alors il n’y a
que les mutuelles qui offrent, dans ce cas, des avantages déterminants. Le mutualisme permet
alors de réduire le risque inhérent aux contrats d’assurance à long terme.
Les auteurs citent, par la suite, un certain nombre d’avantages des mutuelles à savoir :
• Les assurés, par exemple les membres d’un même corps de métier, sont les mieux
placés pour identifier et évaluer les risques auxquels ils sont exposés.
• Ils n’ont pas de compte à rendre à des actionnaires, ils peuvent donc tarifer leurs
polices à des prix plus attractifs.
• La direction a la possibilité de prendre des initiatives servant les intérêts des assurés à
long terme.
• Les mutuelles sont porteuses d’une idée de solidarité, qui se révèle être un avantage
concurrentiel. En effet, les assurés préfèrent celle-ci car ils auront le statut de
sociétaire. Les dirigeants et les employés la préfèrent aussi, car elle est garante de
stabilité.
Mais malgré ces avantages, les mutuelles peuvent souffrir de certaines faiblesses
fondamentales :
• L’accès limité aux marchés financiers.
• Les performances d’une mutuelle ne peuvent pas être mesurées selon un critère
économique transparent et pertinent.
IV- 5- : Remmers( 2002) :
Dans cet article, l’auteur étudie le fait que les mutuelles, en comparaison avec les
compagnies à capital-actions, sont moins risquées, ont plus de dépenses et une taille plus
large. L’auteur va alors nous fournir une explication jointe de ces faits, à travers un modèle
d’équilibre qui étudie les deux formes organisationnelles.
57
Les objectifs étant alors de :
Déterminer les aspects essentiels des deux formes organisationnelles.
Étudier le changement de la forme organisationnelle. Les deux types de changement,
co-existent aujourd’hui dans l’assurance vie.
L’étude se base sur trois marchés compétitifs, à savoir : le travail managérial, les
produits et l’équité. Des nouvelles hypothèses doivent être testées:
• Les mutuelles ont des coûts de capital plus élevés que les sociétés à capital-actions.
• Les prix des produits des mutuelles sont moins élevés que ceux des sociétés à capital-
actions.
• Les sociétés à capital-actions emploient plus de technologie et moins d’effort humain
que les firmes mutuelles.
Une firme est définie par sa forme organisationnelle, sa taille, son risque d’actif,
l’effort et le salaire managérial.
Les mutuelles considérées dans cette étude, sont souvent nommées les mutuelles
modernes, où les assurés représentent un groupe hétérogène, et non pas une association
partageant une même obligation.
L’auteur étudie son modèle dans un contexte d’équilibre. L’équilibre implique la
satisfaction des trois groupes : les assurés, les managers et les propriétaires.
Les résultats obtenus par l’auteur sont les suivants :
• Les compagnies à capital-actions ont des dépenses d’opérations par unité inférieures à
celles des compagnies mutuelles. Ainsi, les sociétés à capital-actions utilisent plus de
technologie que les mutuelles.
• Dépendamment de leur aversion au risque, les assurés vont acheter des polices des
compagnies mutuelles ou bien des polices des compagnies à capital-actions. Ce qui
nous donne un autre argument en faveur de la co-existence des deux formes.
• Les coûts de production des mutuelles sont plus élevés que ceux des compagnies à
capital-actions.
58
• À l’équilibre, les mutuelles vendent à des prix élevés, leurs produits sont à faible
risque avec plus d’aversion au risque. Par contre, les compagnies à capital-actions
vendent à des faibles prix, leurs produits sont à risques élevés avec moins d’aversion
au risque.
• Les mutuelles ont des dépenses plus élevées, des taux de croissance moins élevés, des
actifs moins risqués, des risques de défaut moins élevés et servent une clientèle moins
risquée, que les sociétés à capital-actions.
• Les compagnies à capital-actions vendent les contrats les plus risqués, par contre les
mutuelles se spécialisent le plus dans les contrats qui ne présentent pas de risque. Ce
qui veut dire que, la nature du contrat déterminera la forme organisationnelle.
L’auteur évoque, par la suite le phénomène international de démutualisation. Elle note
que dans l’assurance vie, les mutuelles sont en train de se convertir en compagnies à capital-
actions.
L’auteur cite un certain nombre de changements environnementaux, qui peuvent
amener à ce que la viabilité de l’une des deux formes diminue. Ce qui va accélérer la
conversion vers l’autre forme.
Ainsi, les mutuelles seront moins capables de rivaliser les firmes à capital-actions si :
• Les coûts de liquidités augmentent.
• L’aversion au risque des managers diminue.
• Le coût de l’effort augmente.
Enfin, l’auteur conclut en disant que la forme mutuelle est économiquement aussi
efficiente que la forme à capital-actions.
V – Discussion de l’article de Scordis et Pritchett (1998) :
Cette étude examine pourquoi la distribution de participations aux assurés est reliée
aux coûts de la discrétion managériale dans les compagnies d’assurance-vie mutuelles.
59
V- 1 : Conception de la base de données et de la recherche :
a) Base de données :
Les observations annuelles de 1985 jusqu’à 1993 pour un échantillon de 80
compagnies mutuelles américaines sont utilisées pour tester la validité de l’hypothèse
suivante :
• La distribution de participations aux assurés des mutuelles est reliée aux coûts de la
discrétion managériale.
Les assureurs dans l’échantillon émettent seulement des polices de participations.
b ) Conception de la recherche :
Le modèle de régression multiple suivant a été estimé :
- Les indices i et t représentent respectivement les compagnies d’assurance et les années.
- PDP : La distribution de participations aux assurés.
- FCF : Les flux monétaires libérés (FML)
- ADMFCF : La déviation absolue des FML annuels par rapport à la moyenne des FML.
- INT : L’interaction représentée par la multiplication des FML par la déviation absolue des
FML par rapport à la moyenne des FML.
- VI : Le volume d’assurance en force.
Toutes les variables sont exprimées en dollars.
c) Distribution de participations aux assurés :
La variable dépendante, dans le modèle, est mesurée à l’instant t, par contre toutes les
variables indépendantes sont mesurées à l’instant (t-1). Ce ci est due au fait que les managers,
décident à la fin de chaque année, du montant de participations qui doivent être distribuées
durant l’année prochaine. Ainsi, chaque participation payée sera le résultat de la décision de
l’année précédente.
60
d ) Les coûts associés à la surveillance des flux monétaires libérés (FML) :
Jensen (1986) suggère que les coûts de la discrétion managériale s’intensifient lorsque
la firme va générer des FML. Stulz (1990), quant à lui, suggère que plus les FML sont
volatiles, plus les managers seront capables de sur investir ou bien de sous investir.
Ainsi, les auteurs prévoient que plus les FML sont larges et volatiles, plus larges sont
les flux monétaires reliés aux coûts de la discrétion managériale. Ainsi, l’estimation des
coefficients des FML (FCF) et de sa déviation (ADMFCF) sont supposés être positivement
reliés à la distribution de participations.
Pour examiner comment des FML à la fois larges et volatiles vont affecter le niveau de
distributions, le terme d’interaction (INT) a été inclut dans le modèle.
e) Variable de contrôle :
Afin de contrôler la taille de la firme, le volume de l’assurance est inclut dans le
modèle. Les auteurs prévoient que l’estimation du coefficient du volume d’assurance n’est pas
significativement différente de zéro.
V- 2 : Les résultats :
a) Interprétation des coefficients :
Il paraît que les résidus du modèle estimé sont héteroscédastiques et autorégressifs de
premier ordre. Pour faire face à ce problème, les auteurs ont utilisé un estimateur de moindre
carré généralisé.
Les résultats sont comme suit :
61
Comme prévu, les résultats montrent que les coefficients des FML (FCF) et ceux de
(ADMFCF) sont directement liés à la distribution de participations. Aussi, l’estimation du
coefficient de (INT) est inversement reliée à la distribution de participations. L’estimation du
coefficient de (VI) n’est pas significativement différente de zéro.
Ces résultats sont compatibles avec un environnement où les managers vont lier leur
usage des flux monétaires avec la distribution de participations aux assurés. Ainsi, cette
distribution va réduire les flux monétaires sous le contrôle des managers, ce qui va réduire
en conséquence les coûts de la discrétion managériale.
Hsiao ( 1986) montre que la conception d’un échantillon en séries chronologiques et
en coupe transversale, comme c’est le cas dans cette étude, doit être suivie par l’estimation
d’un modèle de contrôle de différence première pour atténuer les effets des variables mal
spécifiées. D’où la ré-estimation du premier modèle, en utilisant la différence première de
chaque variable.
62
Comme c’est le cas pour le premier modèle, les coefficients de la différence première
de FML (FCF) et celles de la différence première de (ADMFCF) sont directement liés à la
différence première de distribution de participations.
Aussi, l’estimation du coefficient de la différence première de la variable d’interaction
est inversement reliée à la différence première de distribution de participations. L’estimation
du coefficient de la différence première du volume d’assurance n’est pas significativement
différente de zéro.
b) Le contrôle pour d’autres résultats possibles :
Les auteurs ont montré que la distribution de participations est reliée aux coûts de la
discrétion managériale dans le cas des compagnies mutuelles, il se peut que cette relation
reste aussi valide dans le cas des compagnies à capital-actions.
Ainsi, comme une méthode de contrôle, les auteurs vont appliquer le modèle utilisé
dans leur analyse, à un échantillon de compagnies à capital-actions.
Les résultats obtenus sont consistants avec ceux trouvés dans le cas des compagnies
mutuelles.
63
Chapitre III: Données, Méthodologie et Résultats
Dans ce qui suit, nous allons étudier le comportement des sociétés canadiennes
d’assurance de personnes en matière de distributions, à la fois les participations aux
détenteurs de polices et les dividendes aux actionnaires. Nous allons vérifier si les sociétés
d’assurance à capital-actions distribuent leurs fonds en réponse aux coûts associés à la
discrétion managériale.
I- Données :
Notre base des compagnies d’assurance vie est sélectionnée du Best’s WinTRAC L/H
Pro 2000 et fournie par A.M. Best company. La liste officielle des compagnies inclues dans
cette base, offrant leurs services sur le territoire canadien, comprend 108 entreprises.
De cet échantillon initial, nous avons exclu 39 cas ayant des données manquantes dans
le fichier. Notre échantillon de survivants compte donc 69 compagnies d’assurance vie, dont
38 compagnies canadiennes et 31 branches de compagnies d’assurance vie étrangères
installées au Canada.
Cette base comprend aussi, 62 sociétés à capital-actions et seulement 7 compagnies
mutuelles. Cette contrainte, nous incite à se concentrer, dans ce qui suivra, sur les sociétés à
capital-actions.
Ainsi, les observations annuelles de 1995 jusqu’à 1999 sont utilisées pour tester la
validité de l’hypothèse suivante :
• La distribution de fonds est reliée aux coûts de la discrétion managériale.
64
II – Considérations méthodologiques :
1- Hypothèses à vérifier :
Dans le cadre du modèle que nous souhaitons développer, nous partons d’un postulat
théorique, à savoir que les compagnies d’assurance vie distribuent leurs participations en
réponse aux coûts de la discrétion managériale. L’hypothèse de recherche fondamentale serait
alors la suivante :
L’ensemble de distributions aux assurés et aux actionnaires est un moyen de contrôle
des coûts de la discrétion managériale des assureurs au Canada.
Au passage, nous pourrons tester les sous-hypothèses suivantes :
Il existe un lien positif entre le niveau des FML et l’ensemble de distributions à la
fois aux actionnaires et aux assurés.
La déviation absolue des FML annuels a aussi un effet positif sur l’ensemble de
distributions.
Le terme d’interaction est inversement relié à l’ensemble de distributions.
Le volume d’assurance en force n’explique aucune des variations de l’ensemble de
distributions.
Après l’estimation des variables ainsi que la mesure de leur pouvoir explicatif quant à
la variation de l’ensemble de distributions, il nous sera alors possible de valider ou d’infirmer
les hypothèses posées au préalable.
65
2- Modèle à utiliser :
Nous nous référons dans cette étude au travail mené par Scordis et Pritchett
(1998).Ainsi, la question sous-jacente à cette recherche est d’essayer d’apprécier ce qui peut
avoir une influence sur l’ensemble de distributions que ce soit aux assurés ou bien aux
actionnaires.
Notre démarche consiste alors à l’estimation du modèle de régression multiple
suivant :
C’est le modèle présenté par Scordis et Pritchett (1998).
Les indices i et t représentent respectivement les compagnies d’assurance et les années.
- PDP : L’ensemble de distributions aux assurés et aux actionnaires.
- FCF : Les flux monétaires libérés (FML)
- ADMFCF : La déviation absolue des FML annuels par rapport à la moyenne des FML.
- INT : L’interaction représentée par la multiplication des FML par la déviation absolue des
FML par rapport à la moyenne des FML.
- VI : Le volume d’assurance en force.
- 0β , la constante et tµ , le résidu ou terme d’erreur.
Toutes les variables sont exprimées en dollars.
L’objectif de notre étude est de tester la validité de nos hypothèses appliquées au cas
du marché canadien d’assurance vie.
Le coefficient 2β de cette équation est un indicateur de la sensibilité de l’ensemble de
distributions à une variation des flux monétaires libérés. De même, les coefficients 3β , 4β et
66
5β seront respectivement des indicateurs de la sensibilité de l’ensemble de distributions à une
variation de ADMFCF, du terme d’interaction et du volume d’assurance en force.
3- Les mesures des variables:
Nous présenterons ici les variables retenues dans le cadre du modèle développé par
Scordis et Pritchett (1998). Nous aborderons aussi le mode de calcul retenu pour chacune
d’elles.
a) L’ensemble de distributions :
C’est la variable à expliquer dans notre modèle. Elle est mesurée à l’instant t, par
contre toutes les variables indépendantes sont mesurées à l’instant (t-1).
Pour les compagnies à capital-actions, elle sera la somme de deux composantes : la
distribution de dividendes aux actionnaires et la distribution de participations aux assurés si
elle existe bien sûr.
b) Les flux monétaires libérés :
Plusieurs auteurs ont leur façon pour mesurer les flux monétaires libérés par un
assureur. Chaque mesure influence la signification des statistiques obtenues. Dans cette étude,
nous retiendrons celle présentée par Well, Cox, et Gaver (1995).
En effet, les auteurs utilisent les flux monétaires non distribués (UCF) comme mesure
des FML. UCF représente le total du flux monétaire discrétionnaire présent pour le
management, en incluant tout les flux inflows et les flux outflows obligatoires pour l’année.
67
c) ADMFCF :
C’est la déviation absolue des FML annuels par rapport à la moyenne des FML.
d) Le terme d’interaction :
Stulz (1990), suggère que les coûts de surveillance de la performance managériale
doivent être très élevés lorsque les FML sont à la fois larges et volatiles. Pour examiner
comment ces FML à la fois larges et volatiles vont affecter le niveau de distributions, le terme
d’interaction (INT) a été inclut dans le modèle. Il est représenté par la multiplication des FML
par l’ADMFCF.
e) Le volume d’assurance en force :
Afin de contrôler la taille de la firme, le volume de l’assurance est inclut dans le
modèle. Il sera mesuré via un tableau dans notre base de données qui s’intitule « Analysis of
amounts of life insurance », et en particulier la rubrique « net in force ».
Lorsque les managers veulent bien réduire les liquidités liées aux coûts de la discrétion
managériale, en recourant à des distributions, le volume d’assurance en force peut ne pas
expliquer aucune des variations de l’ensemble de distributions. On prévoit alors que
l’estimation du coefficient du volume d’assurance n’est pas significativement différente de
zéro.
III- Analyse des résultats :
Dans cette section, il est d’abord utile de rappeler que nous avons eu recours à la
régression multiple, ce qui nous a permis de tester notre modèle de base afin de déterminer sa
valeur et de vérifier le cas échéant certaines de nos hypothèses.
Pour ce faire, nous avons fait appel au logiciel SPSS et avons utilisé les données issues
de notre base de données.
Dans ce qui suit, nous analyserons les liens indiqués entre les variables explicatives et
la variable à expliquer, la significativité de chacune d’elles et la pertinence globale du modèle.
68
En plus, et puisque nous avons une base de données panel, qui combine à la fois des données
en coupe transversale comprenant 62 compagnies et des données en séries chronologiques
s’étalant entre 1995 et 1999 pour chacune des sociétés, nous avons décidé d’utiliser un
échantillon pour chaque année, ce qui nous donne quatre échantillons différents, et de tester
par la suite notre modèle sur chacun d’eux comme suit :
1- La variable expliquée calculée à l’année 1996 et les variables explicatives
calculées à l’année 1995 :
Au début, nous rappelons que l’analyse de régression repose sur un certain nombre de
postulats :
La relation entre les variables explicatives et la variable expliquée est linéaire.
Les variables explicatives sont fixes et elles sont indépendantes des résidus.
E ( iε ) =0
Homoscédasticité : V ( iε ) = constante.
Indépendance des résidus ; E ( iε , jε ) = 0 ; i et j différents.
Avant de procéder à l’analyse statistique du modèle et à l’estimation des coefficients
de régression, nous devrons vérifier si ces suppositions de base sont valides dans le cadre de
l’étude en cours.
a) Colinéarité et multicolinéarité :
Pour examiner la question de colinéarité, nous allons utiliser la règle empirique
suivante :
- La colinéarité est intolérable si la corrélation entre 2 variables explicatives est égale ou
supérieure à 0,75, en valeur absolue.
SPSS nous fournit les différentes corrélations dans le tableau suivant :
69
Correlations
1 ,881** ,882** ,971**. ,000 ,000 ,000
62 62 62 62,881** 1 ,894** ,852**,000 . ,000 ,000
62 62 62 62,882** ,894** 1 ,841**,000 ,000 . ,000
62 62 62 62,971** ,852** ,841** 1,000 ,000 ,000 .
62 62 62 62
Pearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)N
FCF95
ADMFCF95
INT95
VI95
FCF95 ADMFCF95 INT95 VI95
Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).**.
Selon la règle statistique citée plus haut, la colinéarité peut être considérée comme
pernicieuse puisque la corrélation entre les différentes variables explicatives prises deux à
deux est largement supérieure à 0,75.
Malgré ce résultat, la méthode des moindres carrés continue à s’appliquer; les
estimateurs des coefficients, de leur erreur type et de la variance résiduelle sont non biaisés et
à variance minimale.
b) Homoscédasticité et hétéroscédasticité des erreurs :
Afin de détecter l’hétéroscédasticité, on suggère de construire des graphiques des
résidus en fonction de chacune des variables explicatives.1
Il appert, d’après les graphiques présentés dans l’annexe 1A, que la variable
d’interaction est celle qui semble causer l’hétéroscédasticité. On va essayer de confirmer le
résultat obtenu via graphiques par le biais du test de Goldfeld et Quandt,.
Test de Goldfeld et Quandt :
On va alors tester les deux hypothèses suivantes :
H0 : L’homoscédasticité des erreurs
H1 : L’hétéroscédasticité des erreurs
1 Voir les graphiques et les interprétations correspondantes à chacun d’eux dans l’annexe1A.
70
Pour ce faire, nous allons tout d’abord ordonner les observations, selon la variable
d’interaction, en ordre croissant. On élimine, par la suite, les 12 observations du milieu. On
obtient alors deux groupes A et B. Chacun d’eux contient 25 observations.
On ne retient que les 25 premiers enregistrements du groupe A pour effectuer une
première analyse de régression multiple, dont voici les principaux résultats :
Model Summaryb
,882a ,778 ,731 484,824Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Le volume d'assurance,ADMFCF, Le terme d'intéraction, Flux monétaireslibérés
a.
Dependent Variable: L'ensemble de distributionsb.
ANOVAb
15667230 4 3916807,506 16,663 ,000a
4466034 19 235054,41120133264 23
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Le volume d'assurance, ADMFCF, Le terme d'intéraction,Flux monétaires libérés
a.
Dependent Variable: L'ensemble de distributionsb.
Par la suite, en ne retenant que les 25 dernières observations, soit celles du groupe B,
l’analyse de régression multiple produit ce qui suit :
Model Summaryb
,769a ,592 ,514 28151,824Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Le volume d'assurance,ADMFCF, Le terme d'intéraction, Flux monétaireslibérés
a.
Dependent Variable: L'ensemble de distributionsb.
71
ANOVAb
2,41E+10 4 6029614261 7,608 ,001a
1,66E+10 21 792525211,64,08E+10 25
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Le volume d'assurance, ADMFCF, Le terme d'intéraction,Flux monétaires libérés
a.
Dependent Variable: L'ensemble de distributionsb.
Le calcul de la statistique F à 4 et 21 degrés de liberté donne le résultat significatif
suivant :
F = (28151,824) 2 / (484,824) 2 = 3371,66841
Puisque la F calculée est largement supérieure à 2,84, il est permis de conclure à un
seuil de 5% que l’homoscédasticité des erreurs ne prévaut pas dans cette base de données.
La situation peut être améliorée à condition d’y apporter les correctifs appropriés.
La correction de l’hétéroscédasticité des erreurs :
Afin de corriger l’hétéroscédasticité, il faut tout d’abord déterminer sa forme et ensuite
faire les transformations nécessaires. Dans l’annexe 2A, on va faire connaître les deux formes
d’hétérogénéité de la variance qui se présentent fréquemment en pratique, et par la suite on va
les tester afin de déterminer celle procurant le meilleur ajustement2
Suite aux résultats présentés dans l’annexe 2A, et afin de rendre la variance constante,
on va diviser chacun des termes du modèle par la racine carrée de la valeur correspondante du
terme d’interaction (INT).Dans ce cas-ci, le modèle ne contient plus de terme constant et donc
le plan passe par l’origine.
On applique la méthode des MCO sur les données transformées.
SPSS nous fournit les résultats suivants :
2 Voir les résultats des tests et les interprétations dans l’annexe 2A.
72
Model Summary
,637b ,406 ,354 ,328062497Model1
R R SquareaAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
For regression through the origin (the no-interceptmodel), R Square measures the proportion of thevariability in the dependent variable about the originexplained by regression. This CANNOT be comparedto R Square for models which include an intercept.
a.
Predictors: Le volume d'assurance en force corrigé, Laracine carré du terme d'intéraction, l'inverse du racinecarré de INT, ADMFCF corrigé, FML corrigé
b.
ANOVAc,d
4,196 5 ,839 7,797 ,000a
6,135 57 ,10810,330b 62
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: Le volume d'assurance en force corrigé, La racine carré du termed'intéraction, l'inverse du racine carré de INT, ADMFCF corrigé, FML corrigé
a.
This total sum of squares is not corrected for the constant because the constant iszero for regression through the origin.
b.
Dependent Variable: distributions après correctionsc.
Linear Regression through the Origind.
Coefficientsa,b
176,830 86,630 ,251 2,041 ,046
,020 ,022 ,129 ,888 ,378-,087 ,041 -,254 -2,159 ,035
3,806E-08 ,000 ,019 ,169 ,867
,000 ,000 ,468 3,283 ,002
l'inverse du racine carréde INTFML corrigéADMFCF corrigéLa racine carré duterme d'intéractionLe volume d'assuranceen force corrigé
Model1
B Std. Error
UnstandardizedCoefficients
Beta
StandardizedCoefficients
t Sig.
Dependent Variable: distributions après correctionsa.
Linear Regression through the Originb.
c) Analyse des résultats :
L’objet de ce paragraphe est de présenter les résultats de la régression obtenus pour
chacune des variables explicatives du modèle.
73
Les flux monétaires libérés :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la variable FCF est loin d’être
significative, puisque la probabilité associée à ce test est de 0,378. Donc ici, on ne peut pas
rejeter l’hypothèse nulle qui dit que 2β = 0. Ainsi, le facteur FCF n’explique aucune variation
dans l’ensemble de distributions pratiquées par les assureurs, et donc il ne pourra pas servir à
prédire PDP. Ce résultat est contraire à l’hypothèse que nous cherchions à vérifier selon
laquelle le niveau des FCF est directement lié aux distributions faites par les assureurs. Aussi,
il n’est pas compatible avec les résultats obtenus par Scordis et Pritchett (1998).
ADMFCF :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la déviation absolue des FCF peut être
considérée comme significative. En effet, la probabilité associée à ce test est de 0,035. Elle
réussit très bien à expliquer les variations de PDP autour de sa moyenne. Mais, à l’encontre de
nos attentes, elle a un coefficient de régression négatif et par la suite elle est inversement liée
au PDP. En moyenne, chaque dollar additionnel des flux monétaires libérés pour l’année (95)
dévié de la moyenne des FCF a pour conséquence de faire diminuer l’ensemble de
distributions( PDP) de l’année (96) de 0,087$.
Le terme d’interaction :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la variable d’interaction est très loin
d’être significative, puisque la probabilité associée à ce test est de 0,867. Donc ici, on ne peut
pas rejeter l’hypothèse nulle qui dit que 4β = 0. Ainsi, le facteur d’interaction n’explique
aucune variation dans l’ensemble de distributions pratiquées par les assureurs, et donc il ne
pourra pas servir à prédire PDP. Ce résultat aussi va à l’encontre de nos attentes, puisque
théoriquement il devrait être bien relié à l’ensemble de distributions.
Le volume d’assurance en force :
En se basant sur la probabilité associée à ce test, le coefficient 5β peut être considéré
comme significatif. Néanmoins, l’estimation du coefficient de la variable du volume
74
d’assurance en force n’est pas différente de zéro. Elle ne parvient donc pas à expliquer les
variations de PDP autour de sa moyenne. Ce résultat empirique est là pour confirmer nos
attentes théoriques de la non pertinence de cette variable à l’explication de PDP.
d) Analyse de la pertinence globale du modèle :
L’analyse de la variance offerte par SPSS, permet de tester la significativité globale de
la régression. Il s’agit d’effectuer un test sur l’ensemble des coefficients des variables
explicatives. Les hypothèses s’énoncent de la façon suivante :
H0 : 2β = 3β = 4β = 5β =0
H1 : Au moins un des coefficients iβ est différent de zéro.
La statistique F = 0,797, du tableau de l’ANOVA, ainsi que la probabilité associée
(0,000) qui est largement inférieure au seuil de signification (5%), permettent de conclure
qu’il y a au moins une des 5 variables explicatives qui contribue à expliquer les variations de
la variable PDP autour de sa moyenne; en d’autres mots, la régression est significative.
Le coefficient de détermination R2 , qui est un indice de la qualité de l’ajustement d’un
modèle aux observations, a une valeur de 0,406, ce qui signifie que le modèle choisi explique
40,6% de la variation de la variable PDP autour de sa moyenne. On peut donc dire que la
qualité de l’ajustement de l’hyperplan aux données n’est pas parfaite. Le coefficient R2 ajusté,
corrigé par rapport aux degrés de liberté, quant à lui, a une valeur de 0,354.
e) Conclusion :
Contrairement à nos attentes, toutes les variables explicatives, à part ADMFCF, ne
permettent d’expliquer aucune variation dans l’ensemble de distributions. Même, la variable
ADMFCF est inversement reliée au PDP, ce qui n’est pas compatible avec la prédiction
théorique.
Pour le premier échantillon (Année 1996), on n’a pas pu vérifier notre hypothèse
fondamentale. En d’autres termes, on n’a pas pu confirmer que l’ensemble de distributions va
réduire les flux monétaires sous le contrôle des managers et en conséquence, il n’aura pas
d’effet sur les coûts de la discrétion managériale.
75
2- La variable expliquée calculée à l’année 1997 et les variables explicatives
calculées à l’année 1996 :
Dans ce deuxième modèle, nous devrons vérifier encore une fois si les postulats de
base du modèle classique sont valides dans le cadre de l’étude en cours.
a) Colinéarité et multicolinéarité :
SPSS nous fournit les différentes corrélations dans le tableau suivant :
Correlations
1 ,411** ,847** ,895**. ,001 ,000 ,000
62 62 62 62,411** 1 ,510** ,501**,001 . ,000 ,000
62 62 62 62,847** ,510** 1 ,737**,000 ,000 . ,000
62 62 62 62,895** ,501** ,737** 1,000 ,000 ,000 .
62 62 62 62
Pearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)N
Les flux monétaireslibérés
ADMFCF
Le terme d'intéraction
Le volumed'assurance en force
Les fluxmonétaires
libérés ADMFCFLe terme
d'intéraction
Le volumed'assurance
en force
Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).**.
La colinéarité peut être considérée comme pernicieuse, mais elle est moins importante
que celle dans le premier modèle. En effet, il existe seulement deux corrélations qui sont
supérieures à 0,75.
Malgré ce résultat, la méthode des moindres carrés continue à s’appliquer.
b) Homoscédasticité et hétéroscédasticité des erreurs :
De même, afin de détecter l’hétéroscédasticité, on suggère de construire des
graphiques des résidus en fonction de chacune des variables explicatives.3
Il appert, d’après les graphiques présentés dans l’annexe 1B, que la variable
explicative des flux monétaires libérés (FCF) est celle qui est la responsable de 3 Voir les différents graphiques ainsi que les interprétations présentées dans l’annexe 1B
76
l’hétéroscédasticité. Dans ce qui suit, on va essayer d’améliorer la situation en y apportant les
correctifs appropriés.
La correction de l’hétéroscédasticité des erreurs :
De même, afin de corriger l’hétéroscédasticité, il faut déterminer sa forme et par la
suite faire les transformations nécessaires. Dans l’annexe 2B, on teste les deux formes
d’hétérogénéité de la variance afin de déterminer celle procurant le meilleur ajustement.4
Suite aux résultats présentés dans l’annexe 2B, et afin de rendre la variance constante,
on va diviser chacun des termes du modèle par la racine carrée de la valeur correspondante
des flux monétaires libérés (FCF).Dans ce cas ci, le modèle ne contient plus de terme constant
et donc le plan passe par l’origine.
On applique la méthode des MCO sur les données transformées.
SPSS nous fournit les résultats suivants :
Model Summary
,690b ,475 ,429 28,75512Model1
R R SquareaAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
For regression through the origin (the no-interceptmodel), R Square measures the proportion of thevariability in the dependent variable about the originexplained by regression. This CANNOT be comparedto R Square for models which include an intercept.
a.
Predictors: Le volume d'assurance corrigé, le premierterme de régression, Le terme d'intéraction corrigé,ADMFCF corrigé, La racine carré de FCF
b.
4 Voir les résultats des tests et les interprétations dans l’annexe 2B.
77
ANOVAc,d
42723,339 5 8544,668 10,334 ,000a
47130,859 57 826,85789854,198b 62
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: Le volume d'assurance corrigé, le premier terme de régression, Leterme d'intéraction corrigé, ADMFCF corrigé, La racine carré de FCF
a.
This total sum of squares is not corrected for the constant because the constant iszero for regression through the origin.
b.
Dependent Variable: L'ensemble de distributions corrigésc.
Linear Regression through the Origind.
Coefficientsa,b
-43,860 269,085 -,017 -,163 ,871
,033 ,015 ,373 2,216 ,031-,046 ,034 -,175 -1,355 ,181
2,179E-08 ,000 ,036 ,276 ,784
,000 ,000 ,437 2,932 ,005
le premier terme derégressionLa racine carré de FCFADMFCF corrigéLe terme d'intéractioncorrigéLe volumed'assurance corrigé
Model1
B Std. Error
UnstandardizedCoefficients
Beta
StandardizedCoefficients
t Sig.
Dependent Variable: L'ensemble de distributions corrigésa.
Linear Regression through the Originb.
c) Analyse des résultats :
Les flux monétaires libérés :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la variable explicative des flux
monétaires libérés (FCF) peut être considérée comme significative. En effet, la probabilité
associée à ce test est de 0,031. Elle réussit très bien à expliquer les variations de PDP autour
de sa moyenne. En moyenne, chaque dollar des flux monétaires libérés pour l’année (96) a
pour conséquence de faire augmenter l’ensemble de distributions (PDP) de l’année (97) de
0,033$.
Le signe positif de ce coefficient de régression vient confirmer notre hypothèse de
départ selon laquelle le niveau des FCF est directement lié aux distributions faites par les
assureurs. Aussi, il est compatible avec les résultats obtenus par Scordis et Pritchett (1998).
78
ADMFCF :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la déviation absolue des FCF est loin
d’être significative, puisque la probabilité associée à ce test est 0,181. Donc ici, on ne peut pas
rejeter l’hypothèse nulle qui dit que 3β = 0. Ainsi, le facteur ADMFCF n’explique aucune
variation dans l’ensemble de distributions pratiquées par les assureurs, et donc il ne pourra pas
servir à prédire PDP. Ce résultat aussi va à l’encontre de nos attentes, puisque théoriquement
il devrait être directement relié à l’ensemble de distributions.
Le terme d’interaction :
À un seuil de 5%, on ne peut pas rejeter l’hypothèse nulle qui dit que 4β = 0, puisque
la probabilité associée à ce test est 0,784. Ainsi, le facteur d’interaction n’explique aucune
variation dans l’ensemble de distributions pratiquées par les assureurs, et donc il ne pourra pas
servir à prédire PDP. Ce résultat aussi va à l’encontre de nos attentes, puisque théoriquement
il devrait être bien relié à l’ensemble de distributions.
Le volume d’assurance en force :
Malgré que le coefficient 5β peut être considéré, à un seuil de 5%, comme
significatif, puisque la probabilité associée à ce test est de 0,005, l’estimation du coefficient
de la variable du volume d’assurance en force n’est pas différente de zéro. Elle ne parvient
donc pas à expliquer les variations de PDP autour de sa moyenne. Ce résultat empirique est
conforme à l’hypothèse que nous avions posée précédemment.
d) Analyse de la pertinence globale du modèle :
SPSS permet de donner les résultats du test global suivant :
H0 : 2β = 3β = 4β = 5β =0
H1 : Au moins un des coefficients iβ est différent de zéro.
79
La statistique F = 10,334 du tableau de l’ANOVA, ainsi que la probabilité associée
(0,000) qui est largement inférieure au seuil de signification (5%), permettent de conclure que
la régression est significative.
Le coefficient de détermination R2 a une valeur de 0,475, ce qui signifie que le
modèle choisi explique 47,5% de la variation de la variable PDP autour de sa moyenne. Le
coefficient R2 ajusté, quant à lui, a une valeur de 0,429.
e) Conclusion :
Dans le deuxième échantillon (Année 1997), seulement la variable des flux monétaires
libérés peut servir à expliquer la variation dans l’ensemble de distributions pratiquées par les
assureurs. L’estimation des autres variables est alors non significative, malgré leur pertinence
théorique. Donc, pour l’échantillon 2, on n’a pas pu vérifier notre hypothèse fondamentale. En
d’autres termes, on n’a pas pu confirmer que l’ensemble de distributions va réduire les flux
monétaires sous le contrôle des managers et en conséquence, il n’aura pas d’effet sur les coûts
de la discrétion managériale.
3 - La variable expliquée calculée à l’année 1998 et les variables explicatives
calculées à l’année 1997 :
a) Colinéarité et multicolinéarité :
SPSS nous fournit les différentes corrélations dans le tableau suivant :
Correlations
1 ,762** ,746** ,918**. ,000 ,000 ,000
62 62 62 62,762** 1 ,985** ,574**,000 . ,000 ,000
62 62 62 62,746** ,985** 1 ,535**,000 ,000 . ,000
62 62 62 62,918** ,574** ,535** 1,000 ,000 ,000 .
62 62 62 62
Pearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)N
Les flux monétaireslibérés
ADMFCF
Le terme d'intéraction
Le volumed'assurance en force
Les fluxmonétaires
libérés ADMFCFLe terme
d'intéraction
Le volumed'assurance
en force
Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).**.
80
La colinéarité dans ce troisième modèle est considérée aussi comme pernicieuse. En
effet, il existe deux corrélations qui sont largement supérieures à 0,75.
Malgré ce résultat, les estimateurs des coefficients, de leur erreur type et de la variance
résiduelle demeurent non biaisés et à variance minimale.
b) Homoscédasticité et hétéroscédasticité des erreurs :
De même, afin de détecter l’hétéroscédasticité, on suggère de construire des
graphiques des résidus en fonction de chacune des variables explicatives.5
Il appert, d’après les graphiques présentés dans l’annexe 1C, que la variable
explicative ADMFCF est celle qui semble causer l’hétéroscédasticité. Dans la suite, on va
améliorer la situation en y apportant les correctifs appropriés.
La correction de l’hétéroscédasticité des erreurs :
De même, afin de corriger l’hétéroscédasticité, il faut déterminer sa forme et par la
suite faire les transformations nécessaires. Dans l’annexe 2C, on teste les deux formes
d’hétérogénéité de la variance afin de déterminer celle procurant le meilleur ajustement.6
Suite aux résultats présentés dans l’annexe 2C, et afin de rendre la variance constante,
on va diviser chacun des termes du modèle par la racine carré de la valeur correspondante de
ADMFCF.Dans ce cas-ci, le modèle ne contient plus de terme constant et donc le plan passe
par l’origine.
On applique la méthode des MCO sur les données transformées.
SPSS nous fournit les résultats suivants :
5 Voir les graphiques et les interprétations présentées dans l’annexe 1C. 6 Voir les résultats des tests et les interprétations dans l’annexe 2C.
81
Model Summary
,767b ,588 ,552 61,47834Model1
R R SquareaAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
For regression through the origin (the no-interceptmodel), R Square measures the proportion of thevariability in the dependent variable about the originexplained by regression. This CANNOT be comparedto R Square for models which include an intercept.
a.
Predictors: Le volume d'assurance en forcetransformé, Le terme 1, Le terme d'intéractiontransformé, La racine carré de ADMFCF, Les fluxmonétaires libérés transformés
b.
ANOVAc,d
307413,5 5 61482,706 16,267 ,000a
215436,4 57 3779,586522849,9b 62
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: Le volume d'assurance en force transformé, Le terme 1, Le termed'intéraction transformé, La racine carré de ADMFCF, Les flux monétaires libéréstransformés
a.
This total sum of squares is not corrected for the constant because the constant iszero for regression through the origin.
b.
Dependent Variable: l'ensemble de distributions transformésc.
Linear Regression through the Origind.
Coefficientsa,b
-105,430 189,839 -,049 -,555 ,581
,033 ,014 ,554 2,443 ,018
-,024 ,076 -,053 -,317 ,752
6,290E-08 ,000 ,227 1,377 ,174
5,117E-05 ,000 ,130 ,638 ,526
Le terme 1Les flux monétaireslibérés transformésLa racine carré deADMFCFLe terme d'intéractiontransforméLe volume d'assuranceen force transformé
Model1
B Std. Error
UnstandardizedCoefficients
Beta
StandardizedCoefficients
t Sig.
Dependent Variable: l'ensemble de distributions transformésa.
Linear Regression through the Originb.
82
c) Analyse des résultats :
Les flux monétaires libérés :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la variable explicative des flux
monétaires libérés (FCF) est significative, puisque la probabilité associée à ce test est de
1,8%. Ainsi, elle réussit à expliquer les variations de PDP autour de sa moyenne. En
moyenne, chaque dollar des flux monétaires libérés pour l’année (97) a pour conséquence de
faire augmenter l’ensemble de distributions (PDP) de l’année (98) de 0,033$.
Le signe positif de ce coefficient de régression vient confirmer notre hypothèse de
départ selon laquelle le niveau des FCF est directement lié aux distributions faites par les
assureurs. Aussi, il est compatible avec les résultats obtenus par Scordis et Pritchett (1998).
ADMFCF :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la déviation absolue des FCF est loin
d’être significative, puisque la probabilité associée à ce test est 0,752. Ainsi, le facteur
ADMFCF n’explique aucune variation dans l’ensemble de distributions pratiquées par les
assureurs, et donc il ne pourra pas servir à prédire PDP. Ce résultat va à l’encontre de nos
attentes, puisque théoriquement il devrait être directement relié à l’ensemble de distributions.
Le terme d’interaction :
À un seuil de 5%, on ne peut pas rejeter l’hypothèse nulle qui dit que 4β = 0, puisque
la probabilité associée à ce test est 0,174. Ainsi, le facteur d’interaction n’explique aucune
variation dans l’ensemble de distributions pratiquées par les assureurs, et donc il ne pourra pas
servir à prédire PDP. Ce résultat aussi va à l’encontre de nos attentes.
Le volume d’assurance en force :
À un seuil de 5%, il paraît que le coefficient 5β est non significatif, puisque la
probabilité associée à ce test est de 0,526. Cette variable ne parvient pas donc à expliquer les
83
variations de PDP autour de sa moyenne. Ce résultat empirique est là pour confirmer nos
attentes théoriques de la non pertinence de cette variable à l’explication de PDP.
d) Analyse de la pertinence globale du modèle :
SPSS permet de donner les résultats du test global suivant :
H0 : 2β = 3β = 4β = 5β =0
H1 : Au moins un des coefficients iβ est différent de zéro.
La statistique F = 16,267 du tableau de l’ANOVA, ainsi que la probabilité associée
(0,000) qui est largement inférieure au seuil de signification (5%), permettent de conclure
que la régression est significative.
Le coefficient de détermination R2 a une valeur de 0,588, ce qui signifie que le
modèle choisi explique 58,8% de la variation de la variable PDP autour de sa moyenne. Le
coefficient R2 ajusté, quant à lui, a une valeur de 0,552.
e) Conclusion :
Dans ce troisième échantillon ( Année 1998), même chose que pour l’échantillon 2,
seulement la variable des flux monétaires libérés peut servir à expliquer la variation dans
l’ensemble de distributions pratiquées par les assureurs. L’estimation des autres variables est
alors non significative, malgré leur pertinence théorique. Donc, pour l’échantillon 3, on n’a
pas pu vérifier notre hypothèse fondamentale. En d’autres termes, on n’a pas pu confirmer
que l’ensemble de distributions va réduire les flux monétaires sous le contrôle des managers
et en conséquence, il n’aura pas d’effet sur les coûts de la discrétion managériale.
4) La variable expliquée calculée à l’année 1999 et les variables explicatives
calculées à l’année 1998 :
a) Colinéarité et multicolinéarité :
SPSS nous fournit les différentes corrélations dans le tableau suivant :
84
Correlations
1 ,895** ,950** ,869**. ,000 ,000 ,000
62 62 62 62,895** 1 ,913** ,815**,000 . ,000 ,000
62 62 62 62,950** ,913** 1 ,799**,000 ,000 . ,000
62 62 62 62,869** ,815** ,799** 1,000 ,000 ,000 .
62 62 62 62
Pearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)NPearson CorrelationSig. (2-tailed)N
Les flux monétaireslibérérs
ADMFCF
Le terme d'intéraction
Le volumed'assurance en force
Les fluxmonétaires
libérérs ADMFCFLe terme
d'intéraction
Le volumed'assurance
en force
Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).**.
Dans ce quatrième modèle, la colinéarité peut être aussi considérée comme pernicieuse
puisque la corrélation entre les différentes variables explicatives prises deux à deux est
largement supérieure à 0,75.
Malgré ce résultat, la méthode des moindres carrés continue à s’appliquer; les
estimateurs des coefficients, de leur erreur type et de la variance résiduelle sont non biaisés et
à variance minimale.
b) Homoscédasticité et hétéroscédasticité des erreurs :
Afin de détecter l’hétéroscédasticité, on suggère de construire des graphiques des
résidus en fonction de chacune des variables explicatives.7
Il appert, d’après les graphiques présentés dans l’annexe 1D, qu’il n’y a aucune
variable explicative qui semble causer l’hétéroscédasticité. Ainsi, aucune correction n’est
suggérée pour notre modèle de base.
L’estimation du modèle à l’aide de la méthode des moindres carrés ordinaires, nous
donne les résultats suivants :
7 Voir les graphiques et les interprétations dans l’annexe 1D
85
Model Summaryb
,677a ,459 ,421 53606,805Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Le volume d'assurance enforce, Le terme d'intéraction, ADMFCF, Les fluxmonétaires libérérs
a.
Dependent Variable: L'ensemble de distributionsb.
ANOVAb
1,39E+11 4 3,468E+10 12,067 ,000a
1,64E+11 57 28736895443,03E+11 61
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Le volume d'assurance en force, Le terme d'intéraction,ADMFCF, Les flux monétaires libérérs
a.
Dependent Variable: L'ensemble de distributionsb.
Coefficientsa
-11672,5 8154,608 -1,431 ,158
,205 ,065 1,224 3,171 ,002
,654 ,235 ,708 2,785 ,007-7,85E-07 ,000 -1,335 -3,666 ,001
-4,95E-05 ,000 -,040 -,191 ,849
(Constant)Les flux monétaireslibérérsADMFCFLe terme d'intéractionLe volumed'assurance en force
Model1
B Std. Error
UnstandardizedCoefficients
Beta
StandardizedCoefficients
t Sig.
Dependent Variable: L'ensemble de distributionsa.
c) Interprétation des résultats :
Les flux monétaires libérés :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la variable explicative des flux
monétaires libérés (FCF) peut être considérée comme significative. En effet, la probabilité
associée à ce test est de 0,002. Elle réussit très bien à expliquer les variations de PDP autour
de sa moyenne. En moyenne, chaque dollar des flux monétaires libérés pour l’année (98) a
pour conséquence de faire augmenter l’ensemble de distributions (PDP) de l’année (99) de
0,205$.
86
Le signe positif de ce coefficient de régression vient confirmer notre hypothèse de
départ selon laquelle les assureurs distribuent leurs fonds en réponse aux coûts associés à la
discrétion managériale. Aussi, il est compatible avec les résultats obtenus par Scordis et
Pritchett (1998) à savoir le niveau des FCF est directement lié aux distributions faites par les
assureurs.
ADMFCF :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la déviation absolue des FCF nous
paraît significative. En effet, la probabilité associée à ce test est de 0,007. Elle réussit très bien
à expliquer les variations de PDP autour de sa moyenne. Le signe positif de ce coefficient de
régression vient confirmer notre hypothèse de départ, et donc la variable ADMFCF sera
directement liée au PDP. En moyenne, chaque dollar additionnel des flux monétaires libérés
pour l’année (98) dévié de la moyenne des FCF a pour conséquence de faire augmenter
l’ensemble de distributions( PDP) de l’année (99) de 0,654$.
Le terme d’interaction :
À un seuil de 5%, la contribution marginale de la variable d’interaction est
significative, puisque la probabilité associée à ce test est de 0,001. Elle réussit très bien à
expliquer les variations de PDP autour de sa moyenne. Comme prévu, le signe du coefficient
de régression est négatif et donc le terme d’interaction est inversement relié au PDP. Ce signe
implique que, pour chaque dollar tel que les flux monétaires libérés augmentent, l’effet de la
déviation des flux monétaires libérés sur l’ensemble de distributions va diminuer. De même,
pour chaque dollar tel que la déviation des flux monétaires libérés augmente, l’effet des flux
monétaires libérés sur l’ensemble de distributions va diminuer.
Le volume d’assurance en force :
À un seuil de 5%, on ne peut pas rejeter l’hypothèse qui dit que le coefficient 5β est
non significatif, puisque la probabilité associée à ce test est de 0,849. Cette variable ne
parvient pas donc à expliquer les variations de PDP autour de sa moyenne. Ce résultat
empirique implique que l’hypothèse de base est vérifiée.
87
d) Analyse de la pertinence globale du modèle :
SPSS permet de donner les résultats du test global suivant :
H0 : 2β = 3β = 4β = 5β =0
H1 : Au moins un des coefficients iβ est différent de zéro.
La statistique F = 12,067 du tableau de l’ANOVA, ainsi que la probabilité associée
(0,000), qui est largement inférieure au seuil de signification (5%), permettent de conclure
qu’il y a au moins une des 5 variables explicatives qui contribue à expliquer les variations de
la variable PDP autour de sa moyenne; en d’autres mots, la régression est significative.
Le coefficient de détermination R2 a une valeur de 0,459, ce qui signifie que le
modèle choisi explique 45,9% de la variation de la variable PDP autour de sa moyenne. Le
coefficient R2 ajusté, quant à lui, a une valeur de 0,421.
e) Conclusion :
Contrairement aux autres échantillons, les résultats empiriques obtenus pour ce
quatrième échantillon (Année 1999) répondent à toutes nos attentes théoriques et permettent
de confirmer les hypothèses présentées au début. En effet, l’estimation des variables : flux
monétaires libérés, ADMFCF et le terme d’interaction est significative. En plus, les niveaux
des variables FCF et ADMFCF sont directement liés à l’ensemble de distributions. Par contre,
le coefficient du terme d’interaction est inversement lié à l’ensemble de distributions.
L’estimation du coefficient du volume d’assurance en force est non significative. En d’autres
termes, on peut dire, pour ce quatrième échantillon, que l’ensemble de distributions réduit les
flux monétaires sous le contrôle des managers, ce qui va réduire en conséquence les coûts de
la discrétion managériale.
88
5) Résumé des résultats obtenus pour les quatre échantillons :
Tableau récapitulatif :
Dans le tableau ci-dessous, on récapitule les résultats obtenus pour les quatre
échantillons. On y trouve l’estimation des coefficients des différentes variables explicatives,
ainsi que le p-value, et c’est pour les quatre échantillons.
Tableau récapitulatif
Variable dépendante : L’ensemble de distributions
Échantillon 1 :
96/95
Échantillon 2 :
97/96
Échantillon 3:
98/97
Échantillon 4 :
99/98
Variable coefficientp-
value coefficient
p-
value coefficient p-value coefficient
p-
value
Constant 176,830 ,046 -43,860 ,871 -105,430 ,581 -11672,5 ,158
FCF ,020 ,378 ,033 ,031 ,033 ,018 ,205 ,002
ADMFCF - , 087 ,035 - ,046 ,181 - ,024 ,752 ,654 ,007
INT 3,806 E-08 ,867 2,179E-08 ,784 6,290E-08 ,174 -7,85E-07 ,001
VI ,000 ,002 ,000 ,005 5,117E-05 ,526 -4,95E-05 ,849
Il est clair que les résultats empiriques obtenus pour le quatrième échantillon
répondent à la prévision théorique ainsi qu’à nos attentes. Pour les autres échantillons, on n’a
pas pu confirmer notre hypothèse fondamentale. Néanmoins, certaines de nos hypothèses
intermédiaires ont pu être vérifiées. En effet, les résultats empiriques des trois derniers
échantillons, viennent conforter l’hypothèse selon laquelle le niveau des FCF est directement
lié aux distributions faites par les assureurs.
En revanche, comme on l’avait déjà dit, seulement pour le quatrième échantillon, on
pourrait conclure que l’ensemble de distributions réduit les coûts de la discrétion managériale.
89
IV- Limites et suggestions pour une future recherche :
1- Les limites de la recherche :
On a beaucoup de données manquantes sur le fichier de notre base officielle, ce
qui a entraîné l’exclusion de 39 compagnies. On a travaillé en conséquence avec
seulement 69 entreprises.
Il y a de la difficulté pour trouver de l’information pour les branches des
compagnies étrangères installées au Canada.
Le nombre des compagnies mutuelles existantes dans notre base est très faible
(seulement 7 compagnies). On ne peut pas alors appliquer le modèle sur celles-ci, et par
la suite on ne peut pas tester nos hypothèses.
Notre étude est menée sur une base s’étalant entre 1995 et 1999. De cette date
jusqu’à maintenant, il se peut qu’il y a eu des changements au niveau de la forme
organisationnelle de ces entreprises. En d’autres termes, il se peut qu’il y ait des
entreprises qui se sont mutualisées, d’autres qui sont démutualisées. Une mise à jour est
alors nécessaire.
2- Suggestions d’amélioration :
Nous nous intéressons ici d’évoquer des pistes de réflexion susceptibles d’améliorer la
recherche à ce sujet.
a) Des données en panel :
Dans le but de raffiner notre recherche, on pourrait utiliser la base de données initiale
panel, qui combine à la fois des données en coupe transversale et en séries chronologiques.
Afin de refléter cette caractéristique, des estimateurs des données panels devront être utilisées.
Dans ce cas ci, on aura un seul modèle à appliquer et non pas quatre comme c’est le cas
actuellement.
90
b) L’introduction d’une variable dummy :
On pourrait alors tester la base de données en entier, comprenant en même temps, les
compagnies à capital-actions et les compagnies mutuelles. On pourrait aussi déterminer la
différence dans l’ensemble de distributions entre les mutuelles et les compagnies à capital-
actions, en plus de la différence dans l’estimation des coefficients des différentes variables
explicatives.
c) Élargissement de l’échantillon :
Du fait que l’échantillon retenu est assez réduit, surtout pour les compagnies
mutuelles, il paraît évident d’introduire des nouvelles entreprises d’assurance vie. Ce qui va
permettre sûrement, l’amélioration de la significativité des variables explicatives, ainsi que la
diminution de la colinéarité, voir sa disparition.
d) Travailler sur une période d’observation plus longue :
L’étude faite par Scordis et Pritchett (1998) a été basée sur des données s’étalant sur 8
ans. Un élargissement de notre période d’observation est alors nécessaire, afin d’avoir des
résultats plus significatifs.
e) Intégration d’autres variables explicatives :
Dans le but de corriger la colinéarité, on peut ajouter d’autres variables explicatives à
notre modèle de base, en se référant à d’autres postulats théoriques. On peut aussi enlever une
à la fois les variables qui causent la colinéarité, estimer à nouveau le modèle et examiner si la
colinéarité persiste à un niveau inacceptable.
f) Autres mesures des flux monétaires libérés :
Dans notre cas, on a utilisé la mesure présentée par Well, Cox et Gaver (1995) pour
calculer les flux monétaires libérés. D’autres mesures existent. On peut alors recalculer les
FML en utilisant ces mesures là. Ceci pourrait avoir un effet sur les résultats obtenus.
91
Conclusion
Dans l’industrie de l’assurance, les deux formes organisationnelles principales sont les
mutuelles et les compagnies à capital-actions. Une mutuelle est possédée par ses assurés, par
contre, dans une société à capital-actions, il existe deux groupes différents, à savoir les
propriétaires et les détenteurs de polices d’assurance. La coexistence de ces deux formes dans
l’industrie de l’assurance suggère que chaque type opère et survit grâce à un avantage
comparatif quelconque.
Jensen (1986), en se basant sur la théorie des flux monétaires libérés (FML), a montré
que la gestion des liquidités représente une source potentielle de conflits entre les différentes
parties prenantes au sein de toutes les entreprises. En effet, des flux fortement positifs peuvent
permettre le financement de projets non rentables et contribuer alors à améliorer l’utilité du
dirigeant au détriment de celles des propriétaires.
Ainsi, il est concevable que les dirigeants de sociétés d’assurance vie à capital-actions
puissent favoriser une utilisation sous optimale des flux monétaires sous leur contrôle, ce qui
pourrait aussi les inciter à prendre des décisions qui leur permettent de maximiser leur propre
richesse plutôt que celle des actionnaires de la compagnie. Ce comportement discrétionnaire
de la part des managers va créer un besoin de surveillance et de contrôle quant à l’utilisation
de ces ressources par ceux-ci. Les assurés, dont l’information est incomplète, vont devoir
subir ce genre de coûts dans leur effort d’évaluation de la performance des managers. Ces
coûts, y compris la perte résiduelle de valeur liée au caractère sous optimal des décisions,
représentent ce que Mayers et Smith (1981) ont appelé les coûts de la discrétion managériale.
Ces coûts ont pour conséquence de diminuer la valeur d’une compagnie.
Aux États-Unis, les auteurs [Garven et Pottier (1995) et Wells, Cox et Gaver (1995)]
ont proposé l’idée voulant que les managers des compagnies mutuelles puissent atténuer les
coûts liés à la discrétion managériale, en procédant à des distributions de participations aux
92
assurés. En effet, aux États-Unis, le versement de telles participations est surtout le propre des
mutuelles. Ce qui n’est pas le cas au Canada car on y observe le versement de participations
aux assurés autant par les mutuelles que par les sociétés à capital-actions.
Partant du cadre théorique et empirique américain, nous nous sommes donc intéressés
à la problématique des coûts d’agence dans le secteur vie au Canada. Par contre, nous nous
sommes limités au cas des compagnies à capital-actions car elles sont plus nombreuses à y
opérer. Nous avons donc procédé à l’investigation empirique de la relation entre l’ensemble
de distributions (participations aux assurés + dividendes aux actionnaires) et les coûts liés à la
discrétion managériale des compagnies à capital-actions opérant au Canada.
L’étude a été faite sur 5 ans. En ce sens, nous avons testé notre modèle de base sur
quatre échantillons différents d’une manière telle que chacun d’entre eux couvre une année en
particulier (4 coupes transversales). Les résultats se sont parfois avérés différents de nos
attentes théoriques. En effet, pour les trois premiers échantillons établis respectivement sur les
années 1996, 1997 et 1998, nous n’avons pas obtenu une relation significative entre
l’ensemble de distributions et les coûts de la discrétion managériale mesurés par les FML des
assureurs. Par contre, dans le cas de notre quatrième échantillon établi sur l’année 1999, notre
hypothèse de base a été confirmée. En d’autres termes, l’ensemble de distributions cette
année-là a permis de réduire les flux monétaires sous le contrôle des managers, limitant par
conséquence les coûts de la discrétion managériale. En soi, notre étude est une première en
contexte canadien et une extension par rapport à celle que Scordis et Pritchett (1998) ont
réalisé avec des données américaines et à laquelle nous avons beaucoup référée.
93
ANNEXES
94
ANNEXE 1A Premier échantillon : La variable expliquée calculée à l’année 1996 et les variables
explicatives calculées à l’année 1995 :
Afin de détecter l’hétéroscédasticité des erreurs dans ce premier échantillon, on
suggère de construire des graphiques des résidus en fonction de chacune des variables
explicatives. Et puis, si elle existe, on détermine la variable qui semble la causer.
Graphique 1 : résidus non standardisés en fonction de FCF :
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
Graphique 2 : résidus non standardisés en fonction de ADMFCF :
ADMFCF
600000500000
400000300000
200000100000
0-100000
resi
du n
on s
tand
ardi
sé
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
-60000
Flux monétaires libérés
3000000200000010000000-1000000
resi
du n
on s
tand
ardi
sé
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
-60000
95
De même, à part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une
bande horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes
sont homoscédastiques .
Graphique 3 : résidus non standardisés en fonction du terme d’interaction :
Le terme d'intéraction
1199999900000
999999940000
799999950000
599999980000
399999990000
199999990000
0-199999900000
resi
du n
on s
tand
ardi
sé
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
-60000
Le graphique ici épouse la forme d’un entonnoir ouvert vers la gauche, on peut
conclure alors à l’ hétéroscédasticité des erreurs. Il appert aussi que la variable explicative
INT est celle qui peut causer l’hétéroscédasticité.
Graphique 4 : résidus non standardisés en fonction du volume d’assurance en force :
Le volume d'assurance
300000000200000000
1000000000
-100000000
resi
du n
on s
tand
ardi
sé
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
-60000
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques.
96
ANNEXE 1B Deuxième échantillon : La variable expliquée calculée à l’année 1997 et les variables
explicatives calculées à l’année 1996 :
Afin de détecter l’hétéroscédasticité des erreurs dans ce deuxième échantillon, on
suggère de construire des graphiques des résidus en fonction de chacune des variables
explicatives. Et puis, si elle existe, on détermine la variable qui semble la causer.
Graphique 1 : résidus non standardisés en fonction de FCF :
Les flux monétaires libérés
3000000200000010000000-1000000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
200000
100000
0
-100000
Le graphique ici épouse la forme d’un entonnoir ouvert vers la droite, on peut conclure
alors à l’ hétéroscédasticité des erreurs.
Graphique 2 : résidus non standardisés en fonction de ADMFCF :
ADMFCF
4000003000002000001000000-100000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
200000
100000
0
-100000
97
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
Graphique 3 : résidus non standardisés en fonction du terme d’interaction :
Le terme d'intéraction
499999990000
400000000000
300000000000
199999990000
99999997000
0-99999990000
-199999900000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
200000
100000
0
-100000
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
Graphique 4 : résidus non standardisés en fonction du volume d’assurance en force :
Le volume d'assurance en force
300000000200000000
1000000000
-100000000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
200000
100000
0
-100000
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
98
ANNEXE 1C
Troisième échantillon : La variable expliquée calculée à l’année 1998 et les variables
explicatives calculées à l’année 1997 :
Afin de détecter l’hétéroscédasticité des erreurs dans troisième échantillon, on suggère de
construire des graphiques des résidus en fonction de chacune des variables explicatives. Et
puis, si elle existe, on détermine la variable qui semble la causer.
Graphique 1 : résidus non standardisés en fonction de FCF :
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
Graphique 2 : résidus non standardisés en fonction de ADMFCF :
ADMFCF
1000000800000
600000400000
2000000
-200000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
120000
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
Les flux monétaires libérés
3000000200000010000000-1000000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
120000
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
99
Le graphique ici épouse la forme d’un entonnoir ouvert vers la gauche, on peut
conclure alors à l’ hétéroscédasticité des erreurs.
Graphique 3 : résidus non standardisés en fonction du terme d’interaction :
Le terme d'intéraction
30000000000002000000000000
9999999900000
-999999900000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
120000
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
Graphique 4 : résidus non standardisés en fonction du volume d’assurance en force :
Le volume d'assurance en force
300000000200000000
1000000000
-100000000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
120000
100000
80000
60000
40000
20000
0
-20000
-40000
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
100
ANNEXE 1D Quatrième échantillon : La variable expliquée calculée à l’année 1999 et les variables
explicatives calculées à l’année 1998 :
Afin de détecter l’hétéroscédasticité des erreurs dans ce quatrième échantillon, on suggère de
construire des graphiques des résidus en fonction de chacune des variables explicatives. Et
puis, si elle existe, on détermine la variable qui semble la causer.
Graphique 1 : résidus non standardisés en fonction de FCF :
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
Graphique 2 : résidus non standardisés en fonction de ADMFCF :
ADMFCF
4000003000002000001000000-100000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
300000
200000
100000
0
-100000
-200000
Les flux monétaires libérérs
3000000200000010000000-1000000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
300000
200000
100000
0
-100000
-200000
101
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques .
Graphique 3 : résidus non standardisés en fonction du terme d’interaction :
Le terme d'intéraction
799999980000599999980000
399999990000199999990000
0-199999900000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
300000
200000
100000
0
-100000
-200000
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques.
Graphique 4 : résidus non standardisés en fonction du volume d’assurance en force :
Le volume d'assurance en force
300000000200000000
1000000000
-100000000
rési
du n
on s
tand
ardi
sé
300000
200000
100000
0
-100000
-200000
À part quelques points, on peut dire qu’en général les points occupent une bande
horizontale dans le graphique. Il y a lieu alors de croire que les erreurs elles-mêmes sont
homoscédastiques.
102
ANNEXE 2A Premier échantillon : La variable expliquée calculée à l’année 1996 et les variables
explicatives calculées à l’année 1995 :
Pour déterminer la forme de l’hétéroscédasticité, on ajuste plusieurs modèles de
régression simple des résidus en valeur absolue en fonction de la variable explicative fautive :
INT.
On va présenter, dans ce qui suit, les deux formes d’hétérogénéité de la variance qui se
présentent fréquemment en pratique.
La variance de l’erreur est proportionnelle au carré de la variable explicative INT. Plus
précisément, on écrit Var ( iε ) = K 2 INT 2i , où K est une constante quelconque.
La variance de l’erreur est proportionnelle à la valeur de la variable explicative INT.
Plus précisément, on écrit Var ( iε ) = K 2 INT i , où K est une constante quelconque.
Ainsi, nous allons faire des tests sur les deux formes. La règle veut que l’on retienne la
forme procurant le meilleur ajustement.
En effet, on ajuste au début un modèle de régression simple des résidus en valeur
absolue en fonction de la variable explicative INT comme suit :
ie = 0β + 1β INT 2i + iε :
SPSS nous fournit les résultats suivants:
Model Summary
,057a ,003 -,013 15184,03061Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Le carré du terme d'intéractiona.
ANOVAb
44395506 1 44395505,88 ,193 ,662a
1,38E+10 60 230554785,71,39E+10 61
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Le carré du terme d'intéractiona.
Dependent Variable: ABSRESb.
103
Cette forme ne permet pas un meilleur ajustement puisque R2 n’explique que 0,3% de
la variation de la variable valeur absolue du résidu autour de sa moyenne. Aussi, d’après les
résultats du tableau de l’ANOVA, le modèle n’est pas significatif à un seuil de 5% et on peut
pas rejeter l’hypothèse nulle à savoir : 1β =0.
On ajuste par la suite un deuxième modèle de régression simple des résidus en valeur
absolue en fonction de la variable explicative INT comme suit :
ie = 0β + 1β INT i + iε :
SPSS nous fournit les résultats suivants:
Model Summary
,264a ,070 ,054 14668,13357Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Le terme d'intéractiona.
ANOVAb
9,68E+08 1 968434094,0 4,501 ,038a
1,29E+10 60 215154142,61,39E+10 61
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Le terme d'intéractiona.
Dependent Variable: ABSRESb.
Le tableau de l’ANOVA montre que le modèle dans son intégrité peut être considéré à
un seuil de 5% comme significatif et on peut par la suite rejeter l’hypothèse nulle à savoir :
1β =0. En plus, dans ce modèle R2 est plus élevée que celle dans le premier modèle, donc elle
procure un meilleur ajustement de la droite aux données.
Ainsi, on retient en conséquence cette deuxième forme pour la correction de
l’hétéroscédasticité.
104
ANNEXE2B Deuxième échantillon : La variable expliquée calculée à l’année 1997 et les
variables explicatives calculées à l’année 1996 : Pour déterminer la forme de l’hétéroscédasticité, on ajuste plusieurs modèles de
régression simple des résidus en valeur absolue en fonction de la variable explicative fautive :
FCF.
Ainsi, nous allons faire des tests sur les deux formes d’hétérogénéité de la variance les
plus fréquentes en pratique. La règle veut que l’on retienne la forme procurant le meilleur
ajustement.
On ajuste au début un modèle de régression simple des résidus en valeur absolue en
fonction de la variable explicative FCF comme suit :
ie = 0β + 1β FCF 2i + iε :
SPSS nous fournit les résultats suivants:
Model Summary
,239a ,057 ,042 19004,47034Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Le carré des flux monétaireslibérés
a.
ANOVAb
1,32E+09 1 1316986551 3,646 ,061a
2,17E+10 60 361169893,02,30E+10 61
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Le carré des flux monétaires libérésa.
Dependent Variable: résidu en valeur absolueb.
Cette forme ne permet pas un meilleur ajustement puisque R2 n’explique que 5,7% de
la variation de la variable valeur absolue du résidu autour de sa moyenne. Aussi, d’après les
105
résultats du tableau de l’ANOVA, le modèle n’est pas significatif à un seuil de 5% et on peut
pas par la suite rejeter l’hypothèse nulle à savoir : 1β =0.
On ajuste alors un deuxième modèle de régression simple des résidus en valeur
absolue en fonction de la variable explicative FCF comme suit :
ie = 0β + 1β FCF i + iε :
SPSS nous fournit les résultats suivants:
Model Summary
,514a ,264 ,252 16794,28617Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Les flux monétaires libérésa.
ANOVAb
6,06E+09 1 6064297244 21,501 ,000a
1,69E+10 60 282048048,12,30E+10 61
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Les flux monétaires libérésa.
Dependent Variable: résidu en valeur absolueb.
Le tableau de l’ANOVA montre que le modèle dans son intégrité peut être considéré à
un seuil de 5% comme significatif et on peut par la suite rejeter l’hypothèse nulle à savoir :
1β =0. En plus, dans ce modèle R2 est plus élevée que celle dans le premier modèle, donc elle
procure un meilleur ajustement de la droite aux données.
Ainsi, on va en conséquence retenir cette deuxième forme pour la correction de
l’hétéroscédasticité.
106
ANNEXE 2C Troisième échantillon : La variable expliquée calculée à l’année 1998 et les
variables explicatives calculées à l’année 1997 : Pour déterminer la forme de l’hétéroscédasticité, on ajuste plusieurs modèles de
régression simple des résidus en valeur absolue en fonction de la variable explicative fautive :
ADMFCF.
Ainsi, nous allons faire des tests sur les deux formes d’hétérogénéité de la variance les
plus fréquentes en pratique. La règle veut que l’on retienne la forme procurant le meilleur
ajustement.
On ajuste au début un modèle de régression simple des résidus en valeur absolue en
fonction de la variable explicative ADMFCF comme suit :
ie = 0β + 1β ADMFCF 2i + iε :
SPSS nous fournit les résultats suivants:
Model Summary
,050a ,003 -,014 14800,53113Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), Le carré de ADMFCFa.
ANOVAb
33306682 1 33306681,92 ,152 ,698a
1,31E+10 60 219055721,71,32E+10 61
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), Le carré de ADMFCFa.
Dependent Variable: La valeur absolue du résidub.
R2 n’explique que 0,3 % de la variation de la variable valeur absolue du résidu autour
de sa moyenne. Aussi, d’après les résultats du tableau de l’ANOVA, le modèle n’est pas
significatif à un seuil de 5% (sig =0,698) et on peut pas par la suite rejeter l’hypothèse nulle à
savoir : 1β =0. Cette forme ne permet pas un meilleur ajustement.
107
On ajuste alors un deuxième modèle de régression simple des résidus en valeur
absolue en fonction de la variable explicative ADMFCF comme suit :
ie = 0β + 1β ADMFCF i + iε :
SPSS nous fournit les résultats suivants:
Model Summary
,184a ,034 ,018 14565,49096Model1
R R SquareAdjustedR Square
Std. Error ofthe Estimate
Predictors: (Constant), ADMFCFa.
ANOVAb
4,47E+08 1 447438375,8 2,109 ,152a
1,27E+10 60 212153526,81,32E+10 61
RegressionResidualTotal
Model1
Sum ofSquares df Mean Square F Sig.
Predictors: (Constant), ADMFCFa.
Dependent Variable: La valeur absolue du résidub.
Malgré que les résultats du tableau de l’ANOVA montrent que le modèle n’est pas
significatif à un seuil de 5% ( sig =0,152), R2 qui est de 3,4% est plus élevée que celle dans le
premier modèle, donc elle procure un meilleur ajustement de la droite aux données.
Ainsi, on va en conséquence retenir cette deuxième forme pour la correction de
l’hétéroscédasticité.
108
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