gestion du résultat ou optimisation fiscale?Évaluation des octrois d'options d'achat...

Gestion du resultat ou optimisation fiscale ? Evaluation des octrois d’options d’achat d’actions selon le contexte de gouvernance actionnariale Denis Cormier” Suzanne Landry Michel Magnan UQAM HEC - Montrkal Universitk Concordia

Rbsumb Lu prksetit article s’inlt!r.rsse h lu de‘tenninutioti dc 1 ’ampleur des octrois d’options d’achut d’acrions du point de vue de la gouvemance. I1 se focalise sur les 100 plus grandes sociktks canadiennes durant la pkriode 1998- 2001 et montre que la structure de leur actionnariat influence les choix de rkmunkration des dirigeants (options par opposition & la rkmune‘ration en esptces). Plus spkcifiquement, les socie‘te‘s a actionnariat concentrk ocrroient des options en vue d’optimiser I ‘utilisation de leurs dkductions fiscales mais kgalement dans le but d’atteindre des rksultats cibles.

Mots-clb : gestion des risultats, optimisation fiscale, options sur actions, structure de rtmuniration.

La fiabiliti des risultats financiers et I’octroi d’options sont deux problimatiques reliies car le manque de transparence dans I’ivaluation et la comptabilisation des options a souvent tti identifit comme une source poten- tielle de la trop grande gintrositt? des socittis en matitre d’octroi d’options. En 2003, suite h ces critiques, le Con- grts amiricain a cru bon de faire adopter une loi exigeant, de la part des socittis, qu’elles publient des informations plus pricises sur les options octroyQs telles que l’effet de dilution, sur le contrale de I’action-

Les auteurs remercient le professeur Steve Fonin de I’Universitt McGill pour ses judicieuses suggestions, la Chaire de comptabilitt Lawrence Bloomberg et la Chaire d’infonnation financiere el organi- sationnelle de I’UQAM, les participants au C o n e s de I’Association canadienne des professeurs de comptabilitt (Quebec 2005) et les rtviseurs anonymes. 11s remercient tgalement le Conseil de recherche en sciences humaines du Canada (CRSH), le Fonds qutb&ois de la recherche sur la soc id3 et la culture (FQRSC) et I’Autoritt des Marches Financiers (AMF) pour leur soutien financier. * %&re d’envoyer toute correspondance a Denis C o d e r , C.P. 8888, Succursale Centre-ville, Montrdal (QuCbec), Canada, H3C 3P8. [email protected]

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Abstract Within (1 governcincv prrsperrivp, this sru& shows that Canadian firms ’ ownership influences executive compensation strategy (stock options versus cash compensation) during the 1998-2001 period. More specijkally, tax optimization seems to drive executive stock option grants among firms with concentrated ownership. Earnings management considerations are also found to be important in determining the extent of stock option grants.

JEL Classification: M4 1

Keywords: Earnings management, tax planning, stock options, compensation mix.

nariat, sur le recrutement et la ritention du personnel, etc. (Broad-Based Stock Option Plan Transparency Act of 2003, S-979). Plus ricemment, de nouvelles normes comptables canadienne et internationale ont it6 adoptees requtrant la constatation de la juste valeur des octrois d’options dans les rtsultats des sociitis (Institut canadien des comptables agrees [ICCA], norme 3870 ; Inter- national Accounting Standurd Board [IASB ], IFRS No.2). Aux ktats-Unis, le Financial Accounting Stan- dards Board (FASB) envisage I’adoption d’une nonne similaire mais doit faire face h un lobby important de la part des sociitts de haute technologie et de capital de risque.

Toutefois, I’opportunisme des sociitts en rnatierc d’octroi d’options ou de gestion des risultats comporte un coGt fiscal pour ces dernitres dont on tient rarement cornpte. D’une part, au Canada, contrairement au paiement de salaire ou de primes en espikes, I’octroi d’options n’est pas une charge diductible du risultat imposable de la socittt. Par consiquent, pour les actionnaires, le coOt ultime d’un octroi d’options est gtnirale-

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ment plus Clevt que si la rtmuntration prend d’autres formes. D’autre part, la gcstion des rtsultats dans le but d’amtliorer le niveau de bknttice divulgui entraine tgalemcnt une charge fiscale a court terme. Ainsi, dans un contexte oh les octrois d’options ne svnt pas constatts dans les rdsultats, le choix d’un conseil d’administration d’octroyer des options plutbt que de verser des primes en esptces permet de hausser le niveau de Mntfice mais se traduit tgalement par le paiement d’impbts additionnels.

Notre ttude s’intCresse ii la question suivante : Les socittts dCcident-elles des octrois d’options dans une perspective de gestion des rbsultats ou d’optimisation fiscale ? Nous considtrons les 100 plus grandes sociitts canadiennes durant la piriode 1998-2001. Le Canada offre un contexte atypique ?I cet Cgard. En effet, avant 2004, la valeur des octrois d’options n’etait pas prise en compte dans les rtsultats annoncts par les s t d t t s , permettant ainsi aux conseils d’administration et aux dirigeants de gtrer les rtsultats au moyen de la dCcision de structure de rdmuntration, c’est-a-dire le ratio options par rapport aux autres rtmunCrations en espkces ou en actions. Dans une situation oh I’objectif de maximisation de la richesse des actionnaires n’est pas compromis, un conseil d’administration devrait priviligier le mode de rtmunkration offrant le traitement fiscal le plus avantageux. Toutefois, dans la mesure OD le choix du mode de rtmuntration influence tgalcment I’atteinte ou non des rtsultats financiers de la sociCtk, un conseil d’administration pourra decider d’tcarter I’impiratif fiscal pour priviltgier le maintien d’une image ou d’une reputation favorable auprts des marches financiers. Dans ces conditions, I’octroi d’options plutcit que de primes devient avantageux car il n’affecte pas les rksultats.

Dans une perspective de gouvernance par les actionnaires, la rtsolution du dilcmme entre I’octroi d’options ou le vencment de primes dipcndra du type d’actionnariat de la socittC. D’une part, une sociCtC caracteriste par un actionnariat diffus (sans bloc dc contrble) devrait priviltgier I’atteinte des rtsultats financiers au dttriment des tconomies fiscales (Burgstahler, Hail & Leuz, 2004). D’autre part, une sociCtt ayant un actionnariat concentrt (avec blocs de contrhle) devrait priviltgier les dtcisions qui maximisent sa valeur aprts imp&. Cette prkftrence devrait &we accentuke pour les socittes carac- tCrisCes par un contrble de type familial OD I’actionnaire cst impliqut dans la gestion et dont les coDts d’agence sont rtduits comparativement aux finnes h contrble diffus (Mikhail, 1999). Notre analyse contribue au dCbat entourant la ddtermination des octrois d’options et permet de situer cette decision de rtmuntration dans un contexte plus large de reddition des comptes et de gouvernance.

Notre ttude permet de mieux comprendre la dynamique liant la gestion des rtsultats et la gestion de

la rtmunkration des dirigeants au moyen d’options au scin des sociCtCs canadiennes. Klassen et Mawani (2000) examinent Cgalement la question et observent que des socittts canadiennes octroient des options h leurs dirigeants en fonction de considerations d’atteinte de rtsultats financiers et d’optimisation fiscale. Toutefois, les rtsultats rapportis par Klassen et Mawani sont plutbt mitigts et laissent entrevoir que seules les socittts dont les rtsultats dCvient dCfavorablement de la cible visCe sont susceptibles d’accroitre leurs octrois d’options. Les rksultats rapport& dans le prtsent article ne vont pas dans ce sens.

Notre article se dtmarque de celui de Klassen et Mawani (2000) sur plusieurs points. Premitrement, alors que Klassen et Mawani ttudient les octrois d’options effectuks en 1993- 1995, nous considkrons la ptriode qui s’ttend de 1998-2001. L‘utilisation des options et I’ampleur des octrois ont considCrablement evolue durant les annCes 1990. Deuxitmement, la sClection de notre Cchantillon vise les 100 plus grandes socittts cotks canadiennes sur la base de leur capitalisation boursii?re, ce qui facilite la validation de nos rtsultats. En com- paraison, I’Ctude de Klassen et Mawani ne semble comprendre quc lcs entreprises ayant dCpost des rapports d’initiCs. Troisitmement, nous posons comme hypothtse que les dirigeants d’entreprises se fixent des cibles ii attcindre sur la base du rtsultat par action (ou Mnifice net prtsentt aux Ctats financiers), la mesure de performance clt suivie par les analyses et par la presse financitre. Klassen et Mawani utilisent le rendement des capitaux propres comme mesure de riferenee. Or, B notre connaissance, hormis de certains secteurs industriels particuliers tcls que les institutions financitres, i l est rare, pour les diffkrents participants des marches financiers, d’kvalucr les dirigeants en fonction d’une cihle baste sur le rendement des capitaux propres. Qua- tritmcmcnt. contrairement a l’ktude de Klassen et Mawani, notre Ctude tient explicitement compte de I’effet potentiel du mode de gouvernance par les actionnaires dans la dttermination de la rtmuntration et dans le choix de I’Cquilibre entre I’optimisation fiscale et le lissage des rtsultats. En effet, certaines ttudes anttrieures montrent que le mode de gouvernance par les actionnaires (soci6tC B actionnariat diffus par opposition ii la sociktt h actionnariat concentrt) influence les dCci- sions de rimuntration des dirigeants ainsi que I’importance relative apportte ii I’optimisation fiscale par rapport ii la gestion des rtsultats financiers (par ex., Dhaliwal, Salomon, & Smith, 1982; Craighead, Magnan, & Thorne, 2004).

Par ailleurs, nous utilisons une variable fiscale A deux composantes diffkrente de celle de Klassen et Mawani (2000) (variable trichotomique de taux margi- naux). La prcmitre composante de cette variable refltte

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les strategies fiscales envisagkes par la direction pour rtcupCrer les pertes d’exploitation subies dans les anntes antirieures. Cette composante refltte la somme de I’actif d’imp6ts futurs comptabilisC au bilan (taux d’imp8t de la sociCtC multiplit par le montant des pertes d’entreprises dans la mesure ou il est plus probable qu’improbable que la socittt les rCcu@re dans les dtlais prescrits par les autorites fiscales) plus le montant des pertes d’exploitation pour lesquelles la sociCtC n’a pas comptabilisC d’actif d’impcts futurs parce que les dirigeants jugent qu’il est plus improbable que probable que la sociCtC puisse recouvrer ces pertes. Cette pre- mibre composante est ensuite multipliie par une variable reflitant la charge d’impbt effective de la sociCt6 sous forme dichotomique (charge d’imp8t ou non). L‘interaction de la variable fiscale avec le type d’actionnariat permet Cgalement de mieux cerner I’impact de la tiscalitt sur la structure de la r6muniration. En outre, la dtcision d’octroyer ou non des options Ctant annuelle, il nous apparait important de tenir compte du statut fiscal courant des socittks.

L‘article est structure de la fagon suivante. Nous commenc;ons par examiner les diffirents aspects relics B la rkmuntration en options. Ensuite nous passons en revue les Ctudes pertinentes sur le sujet et formulons des hypotheses. Plus loin, nous exposons la mCthodologie et prksentons les rtsultats avant de conclure.

La rtmunCration en options sur titres : Aspects rtglemcntaires, comptablcs, et fiscaux

Afin de bien saisir les enjeux entourant les decisions d’un conseil d’administration relativement aux octrois d’options, il est ntcessaire de preciser le cadre de rCfCrence reglementaire, comptable et fiscal dans lequel ils s’inscrivent.

La rkglementation concernant la divufgation de la rkmunkration en options sur actions

Depuis le 31 octobre 1993, I’Ontario Securities Commission (OSC, 1993) exige que toutes les sociCt6s cotCes B la Bourse de Toronto divulguent le detail de la rtmunCration de chacun des cinq dirigeants dont les salaires et les primes exctdent 100 OOO $. En ce qui a trait aux options, cette riglementation oblige les socitt6s 21 divulguer les informations suivantes :

1) Ampleur et conditions des options d’achat d’actions octroytes au cows de I’annCe aux cinq dirigeants les mieux rCrnunCr6.s (sur une base individuelle). De plus, on doit indiquer la proportion que ces octrois reprisentent par rapport B toutes les options octroykes

en cours d’annCe par la socittt ii I’ensernble dek employ 6s;

2) Gains rtalists B la levee d’options au cours de I’annte ;

3) Nombre et plus-value non-rtaliste des options non encore levees en fin d’annCe (selon qu’elles puissent &tre levies immediatement ou dans le futur).

Lu comptabilitk de la rkmunkration en options sur actions

La comptabilisation de la rCmunCration en options est un sujet tres controverse. Au Canada, la norme 3870 (ICCA, 2004) rCgL la mesure et la constatation dans les Ctats financiers des paiements en actions telles que les options. La norme canadienne est inspirke de la norme amCricaine mais impose des exigences similaires h la norme intcrn:itionde depuis le dCbut de I’annCe 2004. Auparavant, les sociCtCs canadiennes n’avaient essentiellement pas B refltter la valeur des oclrois d’options dans leurs Ctats financiers, si ce n’est que pour le calcul du risultat diluC.

Aux Etats-Unis, en vertu de la norme Statement of Financial Accounting Standard (SFAS) No. 123 (1995) intitulte Accounting for Stock-Based Compensation, la charge relative aux options sur actions doit &tre mesurCe h la juste valeur des options octroyCes et constatee en fonction des droits acquis. Ainsi, Ctant donne que la valeur des options se calcule en tenant compte du facteur temps et de la valeur intrinseque (Black & Scholes. 1973), la charge relative 1 I’octroi des options sur actions devrait &re diffkrente de zCro. Toutefois, suite aux pres- sions politiques exercees par les dirigeants des sociCtts. la norme SFAS No. 123 permet Cgalement la constatation au compte de rtsultats selon la norme Accounting Principles Bourd (APB) No. 25 jumelCe h la divulgation dans une note aux ttats financiers du risultat pro forma si la charge avait C t t calculCe selon les directives de la norme SFAS No. 123. En mars 2004, le FASB a publit un projet de norme intitulC She-Based Payment - An Amendment of Stutements No. I23 und 9S dans lequel il est privu de rendre obligatoire la constatation au compte de rtsultats la rCmunCration en actions. Ce projet de norme suscite beacoup de reactions aux hats-Unis. La Chambre des reprtsentants a adopt6 une loi limitant la constatation au compte de risultats la rtmuniration en actions aux cinq dirigeants les mieux payes d‘unc sociCtt. Cette loi fait actuellement I’objet d’une dude au SCnat qui doit Cgalement la voter pour qu’elle devienne officielle.

Pour sa part, I’organisme de normalisation intema- tionale, IASB, a adopt6 la norme Internationul Fiiiclizcial Reporting Stundard No. 2 (IFRS No. 2, 2004) intitulte Share-Based Payment, laquelle est en vigueur depuis

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fCvrier 2004. Cette norme exige que la charge relative aux options sur actions soit mesurCe 8 la valeur de march6 des options octroyies et constattes en fonction des droits acquis.

Le truitementfiucul de lu rPmunPrution en options sur actions

La loi fiscale canadienne prCvoit des rkgles pour la sociCtC qui octroie les options sur actions pour les dirigeants 8 qui elles ont CtC attributes. Ces rkgles affectent non seulement la phiode au cours de laquelle le dirigeant dtcide de dCtenir ses options avant de les exercer, mais aussi influencent le coQt aprks imp& de la rCmunCration choisie par la socittt (Scholes, 1991).

Le paiement de salaires et de primes en espkces au dirigeant conrtitue une charge deductible du risultat de la socittt et est entikrement imposable pour le dirigeant. Toutefois, une socittt ne peut dtduire la valeur de la charge de rCmunCration attribuable 8 I’octroi d’options sur actions puisque cette operation n’a aucun impact sur ses flux de trtsorerie. Les rkgles fiscales canadiennes sont cependant trks avantageuses pour le dirigeant ayant r e p des options sur actions car aucun avantage imposable ne rCsulte de leur octroi. Lors de la IevCe des options, le fardeau fiscal du dirigeant portera gCnCrale- ment sur la plus-value accumulte entre la date d’octroi et celle de la levCe des options.’ Si certaines conditions sont riunies, le dirigeant d’une sociCtt cotte peut m&me reporter le paiement des imp8ts dkcoulant de I’exercice de ses options li la date de la vente des actions afftrentes.* Si les conditions ne sont pas remplies, le dirigeant peut tout de m&me Mntficier d’un traitement fiscal favorable soit une dCduction correspondant 8 50% du montant de la plus-value normalement irnpo~able.~ Lors de la vente des actions, I’imposition pone sur la plus-value accumulCe sur les actions depuis leur acqui~ition.~

Le cadre thtorique

Dktermination de 1 ‘ampleur des octrois d’options sur actions et de leur incidence

La dktermination de I’ampleur des octrois d’options demeure une question en suspens. Plus prCcisCment, on ne sait pas encore si c’est I’octroi d’options qui influence les dCcisions des dirigeants ayant pour effet d’accroitre la valeur trite, ou encore, si ce sont les dirigeants de firmes anticipant des conditions Cconomiques favorables qui sont enclins A vouloir des options pour pouvoir s’enrichir. Les rksultats 8 ce jour ne sont pas convergents.

D’une part, plusieurs Ctudes ont explort si I’octroi d’options contribue 8 mieux aligner les intCr6ts des dirigeants avec ceux des actionnaires. Ainsi. Hanlon, Rajgopal et Shevlin (2003) montrent que I’octroi d’options aux dirigeants est associt 21 des rtsultats d’exploitation plus ClevCs : I $ d’option gtntrant environ quatre fois ce montant en Mntfices. Dans un contexte de sociCtCs @trolikres, Rajgopal et Shevlin (2002) montrent Cgalement que I’octroi d’options permet de rapprocher les intCrets de parties dont les prdftrences envers le risque sont trhs distinctes.

D’autre part, des Ctudes ont chercht 8 Cvaluer I’opportunisme managirial gCn6r6 par les octrois d’options. A cet Cgard, les ksultats d’une Ctude rkalisie par Yer- mack (1995) sont rtvtlateurs. Ce dernier ne peut identi- fier une rationalit6 Cconomique pour I’ampleur des nctroir d’options. En d’autres termes. les octrois d’options ne semblent pas &tre dtteminCs par des variables Cconomiques inspirCes de la thCorie de I’agence. Pour- suivant ses travaux, il rkvkle dans une Ctude substquente que les attributions d’options aux dirigeants de socibtis amtricaines sont souvent effectutes quelque temps juste avant I’annonce de risultats financiers trks favorables qui entrainent une hausse significative du cours boursier de la sociCtC (Yermack, 1997).6

ConsidCrant de manihre spkcifique les rtsultats comptables, Baker, Collins, et Reitenga (2003) montrent qu’une rCmunCration en options ClevCe est associte 8 des choix comptables discrktionnaires qui riduisent le MnC- fice des pdriodes prtctdant I’octroi. Cette association est amplifite lorsque les dirigeants ont la possibilite d’an- noncer publiquement les rCsultats immddiatement avant I’octroi d’options. Enfin, Bartov et Mohanram (2004) montrent que les sociCtCs dont les dirigeants lkvent des options aftichent des rCsultats supt5rieurs aux attentes dans la p6riode prialable 8 la IevCe. Toutefois, la pkriode suivant la IevCe des options cst caracttrisCe par des rCsultats systtmatiquement infkrieurs aux attentes. Des analyses additionnelles suggkrent que les rksultats sont girts afin d’optimiser les gains 8 la levCe rCalisCs par les dirigeants.

Dans un contexte canadien, les risultats d’ttudes ne sont pas concluants et laissent entrevoir qu’8 part certaines variables organisationnelles telles que la taille et la volatilitt, I’ampleur des octrois d’options est essentiellement alCatoire (Craighead et al., 2004; Magnan, St- Onge & Calloc’h, 2001). Si I’octroi d’options est accom- pagnC d’une performance boursikre suph-ieure, on ne peut pour autant tcarter la possibilitC qu’elle ne fasse que reflCter I’information privte dttenue par les dirigeants (Cormier, Magnan & Fall, 1999). Ainsi, dans une analyse des pratiques de divulgation de Nortel en 1996-200 I , Bohdjalian, Magnan et Markarian (2005) montrent que cette sociCtC rCduisait systtmatiquement


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ses activitts de communiquCs de presse avant les octrois d’options pour les reprendre peu aprts. L‘accroissement de I’Ccart entre I’information dCtenue par les dirigeants et celle possCdCe par les investisseurs se traduit par un rendement boursicr nigatif avant la date d’octroi, pour se transformer en rendement positif aprh I’octroi.

L‘ensemble de ces Ctudes nous permet de tirer deux conclusions. Premitrement, I’ampleur des octrois d’options demeure un phCnomtne mtconnu et relativement inexplique. Deuxitmement, il semble que I’octroi d’options et les pratiques de communications d’informations financitres des socittts sont intimement lits. A notre avis, ces constats nous indiquent que I’octroi d’options n’est qu’une facette de I’enjeu plus grand qu’est la communication d’information financitre de la socittd, laquelle a une incidence directe sur sa valorisation.

Grstion stratigique des risultats

Dans leur analyse de la gestion des rksultats, Dechow et Skinner (2000, p. 248) commentent que les dirigeants d’une sociCtC ont tout inttret B dtpasser des cibles, impostes par des analystes ou des investisseurs. Par consequent, plus la performance d’une sociCtC est prts d’une cible, plus il est probable que la direction s’engagera dans une demarche de gestion des rtsultats pour I’atteindre ou la ddpasser. Ces cibles B Cviter ou B surpasser peuvent prendre differentes formes, entre autres des pertes, des rdductions de bCnCfice ou la non- atteinte des rCsultats anticipts par les analystes financiers (Degeorge, Patel, & Zeckhauser, 1999).

Plusieurs ttudes montrent qu’une gestion des rdsultats orientke vers I’atteinte ou le dCpassement de cibles peut augmenter la valeur de la firme, notamment en diminuant le risque attach6 aux flux de trisorerie futurs (Abarbanell & Lehavy, 2003 ; Lev & Kunitzky, 1974, et Baker, Farrelly & Edelman, 1985). Cependant, un tel comportement de la part d’une sociCtC peut avoir des consiquences fiscales si les choix comptables sous- tendant la gestion des rdsultats affectent Cgalement le rtsultat imposable. Ainsi, Calegari (2000) observe que, suite B la rtforme fiscale amtricaine qui a limit6 l’utilisation de la mtthode de constatation des produits B I’achtvement des travaux, les dirigeants ont chercht B influencer I’image de leur sociCtC sur les marches boursiers en gCrant les accruals sans incidence fiscale (par ex., durCe de vie des immobilisations, mCthode d’amortissement). En revanche, la gestion des accruals dans un but de planification fiscale touche essentiellement des dltments sans diffdrences temporelles (sans actifs ou passifs d’imp6ts futurs) et est associCe B la politique de financement. Par ailleurs, Monem (2003) montre que durant une phiode de lobbying pour une augmentation du fardeau fiscal, pricistment dans le secteur auriere

australien de 1995 21 1998, on observe une gcstion ii la baisse des accruuls discrktionnaires. Dans leur ttude sur les cas de socittts ayant agi de manibe frauduleuse, Erickson, Hanlon et Maydew (2004) affirment que les dirigeants de sociCtCs n’hisitent pas B gtrer leurs risultats au detriment d’une charge fiscale plus lourde.

Au-deb de la planification fiscale, les socittks peuvent proctder B une gestion des r6sultats par une gestion de la charge d’imp8t comptable. Ce comportement de la part des dirigeants est possible dQ B la marge de manceu- vre qu’ils peuvent exercer par rapport B certaines provi- sions (par ex., provision pour non rialisation d’un avantage fiscal provenant d’une perte d’exploitation). Ainsi, Dhaliwal, Gleason, et Mills (2004) montrent que les sociCtts amkricaines rdduisent (ou augmentent) leur taux effectif d’imposition tel que reprCsentC par la charge d’imp8t comptable lorsqu’elles ratent (ou surpassent) le consensus des analystes financiers par rapport aux prtvi- sions de risultats.

Formulation des hypothtses

Hypothese du risultut cible. Peu d’Ctudes ont analyst5 le lien entre la gestion des risultats et I’octroi d’options sur actions. Dans un contexte canadien, Klassen et Mawani (2000) montrent que les sociCtCs dont les rksultats sont infkrieurs B une cible baste sur les rksultats antirieurs ont tendance B octroyer plus d’options. Toutefois, leurs conclusions sont bastes sur le rendement des capitaux propres, une mesure du r6sultat fort peu suivie par les analystes financiers et qui. par consiquent, est peu susceptible d’influencer le comportement des dirigeants en matitre de gestion des resultats. Dans un contexte amtricain, Balsam, Mozes et Newman (2003) s’intkressent au comportement des socittts suite h I’adoption de la norme SFAS No. 123 qui requiert la prCsentation de la valeur estimCe des octrois d’options dans une note aux Ctats financiers. Leurs rksultats montrent que les sociCtts sous-Cvaluent la valeur des options octroytes pour le calcul du rksultat pro forma lorsque la rCmunCration du president est Clevte par rapport B la performance de la tirme.

Dans une perspective oh le resultat de I’annee antdrieure constituent la cible B atteindre (Bartov 1993; Defond et Park, 1997)’ I’hypothtse suivante est donc formulte :

Hypothtse la : L‘ampleur de I’octroi d’options sur actions par rapport A la rkmuniration totale est like aux rksultats comptables avant la r6munkration en primes comparativement aux r6sultats au temps t- I (hypothtse du rksultat cible).

Les Ctudes portant sur les choix comptables indiquent que les dirigeants des sociCtts ont des comportements


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diffirents en presence d’un actionnariat diffus. Les dirigeants des societes ayant un actionnariat diffus devraient priviltgier la remun6ration du travail plut6t que de gCrer le resultat comptable en vue d’atteindre une cible. En revanche, il est logique de croire qu’en presence d’un actionnariat concentrt. les dirigeants sont davantage concernis par les inttrets des actionnaires; soit la maximisation de leur richesse. De fagon gtntrale, selon Battas et Mace (1995). la dtcision des dirigeants dCpendra des parts respectives des revenus de travail et du capital dans leur richesse personnelle.

Dhaliwal, Salomon et Smith (1982) ont test6 I’hypothkse selon laquelle les socidtes h actionnariat diffus prkferent les mtthodes qui accroissent le resultat et celles h actionnariat concentrk prtferent les methodes qui diminuent le resultat. 11s ont montrt I’existence d’un lien entre le type de contrde d’une societt et la mtthode d’amortissement utiliske. Selon les auteurs, il semble qu’en presence d’un actionnariat diffus, les dirigeants prtfkrent une gestion h la hausse des rtsultats plut6t qu’un lissage systkmatique du rksultat pour rtduire le coiit du capital. A I’oppost, nous pouvons penser que les dirigeants de socittts B actionnariat concentrt opteront pour un rksultat cible s’il a pour constquence de reduire le coiit du capital de la socidtt.

En ce qui conceme la prtsence d’un actionnariat institutionnel, c’est-A-dire un actionnariat concentrk mais sophistiqut par rapport aux attentes des marches boursiers, I’Ctude de Carlson et Bathala (1997) tkmoigne d’une relation positive entre le lissage des resultats et la presence d’un actionnariat institutionnel. En outre, I’Ctude de Bushee (1998) montre qu’en presence d’une proportion considtrable de titres traitts en bourse par les investisseurs institutionnels, les dirigeants ont inti& B lisser le resultat comptable par lissage reel telle la rkduc- tion des dtpenses en recherche et diveloppement. En revanche, leurs rtsultats montrent I’inverse en ce qui concerne le lissage artiticiel.

Dans la prtsente ttude, nous prkvoyons qu’en prtsence d’un actionnariat diffus, les dirigeants sont plus en mesure d’exercer leur pouvoir pour maximiser leur r6munCration en options sur actions (Magnan, St-Onge & Thome, 1995; Cormier, Magnan & Fall, 1999). Ainsi dans ce contexte. les intkrets des dirigeants se porteront plus sur la maximisation de leur bien-&re que sur la reduction du cofit du capital de la firme que peut procur- er la gestion des rksultats (rksultat cible). Afin d’haluer I’effet du type d’actionnariat sur la gestion des rksultats, nous formulons I’hypothbe suivante :

Hypothese Ib : L‘effet du phknomtne de rksultat cible (Hla) est rkduit en prksence d’un actionnariat diffus.

IS8

L’iiyporh2se de 1 ‘optirnisatioii Jisc.de. Au Canada, Ics pertes d’entreprises donnent lieu B un traitement fiscal avantageux. Les societts ont droit B une periode de report rttrospectif de trois ans et prospectif de sept ans.8 Par constquent, une socittt qui, au plan fiscal, a accu- mule des pertes d’entreprises d’un montant important a inttret B faire les choix comptables et fiscaux lui permettant d’augmenter son rtsultat imposable au niveau souhaitt de fagon h profiter de I’avantage fiscal decoulant du report de perte dans les dklais f i x i s par les autoritts fiscales. Ces choix sont gintralement effectuts de fagon B profiter des avantages tiscaux le plus rapidement possible. Un des choix susceptibles d’influencer les dirigeants des socittes concerne la rtmuntration. En effet, contrairement au paiement de salaires et de primes, I’octroi d’options sur actions ne constitue pas une charge deductible du resultat iinposable d’une swiete au Cana- da. Par consequent, un moyen efficace de rtmuntrer les dirigeants d’une socittC sans diminuer le r6sultat imposable est d’tmettre des options sur actions et de minimiser les montants verses en salaires ou primes. Au plan fiscal, cette decision est tgalement B I’avantage des dirigeants ayant regu la rtmudration. Afin d’kvaluer le lien entre la situation tiscale d’une sociktk et la structure de r6munCration des dirigeants, nous formulons I’hypothkse suivante :

Hypothtse 2a : L‘ampleur de I’octroi d’options par rapport & la rkmunkration totale est fonction de I’arnpleur des pertes tiscales dkductibles (avantage fiscal).

De plus, certains auteurs (Ronen & Aharoni, 1989; Klassen, 1997 ) ont indiyue que les socittts dont l’actionnariat est diffus sont moins susceptibles de recourir B des strategies fiscales visant B minimiser leurs impijts que celles dont I’actionnariat est concentre puisqu’elles doivent assumer des coiits non fiscaux importants tels qu’une baisse du cours de I’action. Afin d’tvaluer I’effet du type d’actionnariat sur la structure de la rkmunkration et la situation fiscale d’une sociktt, nous formulons I’hypothkse suivante :

Hypothtse 2b : L‘effet du phknomene de I’avantage fiscal est rkduit par la prksence d’un actionnariat diffus.

La methodologie

L ’khantillon

Un tchantillon de 98 sociCtCs a ktk constitue B partir de la liste des socittks canadiennes composant I’indice du TSE 100 (Toronto Stock Exchange) de la


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GESTION DU RBSULTAT OU OPTIMISXI‘ION FISCALE ‘? CORMIER. LANDRY, & MAGNAN

Bourse de Toronto au 31 dtcembre 1998. Ces firmes sont astreintes B la rkglementation de I’Untario Securi- ties Commission qui exige que soit divulguCe la rtmunkration dttaillte des cinq dirigeants les mieux ,

payts. Les sociCtCs stlectionntes doivent offrir un rigime d’options sur actions 21 leurs dirigeants designts pour la ptriode allant de 1998 B 2001. D’un Cchantillon potentiel maximal de 400 observations (98 firmes X 4 ans), 35 ont Ctt retranchCes suite h des fusions et 40 en raison de donntes manquantes, pour un Cchantillon final de 317 observations (firrne-annte): 97 pour 1998, 90 pour 1999, 64 pour 2000 et 66 pour 2001 respective- ment. La diminution du nombre de sociCtCs dans I’tchantillon reflbte les transactions de fusions et d’ac- quisitions qui ont eu lieu au cours de la pkriode sous Ctude.

L.e mod2le etnpirique el la dkfiriition des vuriubles

Le modble empirique utilist dans cette Ctude est le suivant :

MIX-REMUNERATION,., = OL + PlAX,, + P2AX,,, * CONDIFFUS,, + P3AVANTAGE FISCALy + P4AVANTAGE FIS- CAL,,, * CHARGE D’IMPOT EXIGIBLE POSITIVE,,, + P~AVANTAGE FISCAL,,*CHARGE D’IMPOT EXIGIBLE POSITIVE,,* CONDIFFUS,,i +

P,VALEUR DE M A R C H ~ A L E U R COMPTABLE,., + pl&HARGE D’IMPOT EXIGIBLE POSITIVE,,, +

NOLOGIE,,, + E ,,,

&,RENDEMENTI,, + P,TAILLE,,, + &BETA,,, +

PIICONDIFFUS,, + pl2SECTEUR HAUTE TECH-

oil : La variable expliqute MIX-REMUNERATION,, permet de mesurer la structure de la rtmudration privilegite par les actionnaires et les dirigeants. Cette variable est calculCe comme suit :

Valeur des options octroyCesi, / [Valeur des options octroyCesi, + Salairesi., + Primesi, 1

Les variables explicatives sont mesurkes comme suit :

La variable Xi,t teste I’hypothbse du risultat cible. Elle est mesurie comme suit :

[(RCsultati., + (Primes dirigeants,,,* (1-taux d’impijt effectif,,, )) - Rtsultat,,,., J / Valeur absolue [RCsultati.,., J

Nous prtvoyons une relation nCgative entre I’ampleur de l’octroi d’options sur actions et la variable de rCsultat cible. Plus I’tcart entre les rksultats avant

rtmuntration en primes de I’annte et ceux de I’annCe pricidente est tlevt, moins une socittt est incitee a recourir B la rtmuntration en options. Elle prtfkre rimuntrer ses dirigeants en salaires ou en primes afin de rtduire les rtsultats pour les ramener A un montant com- parable ii celui de I’annte anttrieure.

La variable CONDIFFUS,,, mesure I’effet du type de contrble, diffus ou concentrk, sur I’ampleur de I’octroi d’options sur actions aux dirigeants. Une socittC B structure d’actionnariat diffus est une firrne B laquelle, selon la circulaire d’inforrnation, aucun actionnaire ou groupe d’actionnaires ne dttient 20% des actions avec droit de vote, seuil d’actionnariat indicatif d’influence notable (Manuel de I’ICCA, chapitre 1591). C’est une variable binaire qui est mesurte comme suit : Valeur de 1 si le contrble de la sociCtC i au temps t est diffus, autrement 0 (restreint).

Nous privoyons une relation positive entre I‘ampleur de l’octroi d’options sur actions et un contrble de I’actionnariat diffus. En effet, lorsque le contrble de I’actionnariat est diffus, I’ampleur de I’octroi d’options sur actions devrait Ctre plus importante vu I’influence et le contrble que les dirigeants peuvent avoir sur I’octroi d’options sur actions.

Pour mesurer I’effet sur I’ampleur de I’octroi d’options sur actions aux dirigeants de I’interaction entre la variable de rtsultat cible et la structure de I’actionnariat, la variable suivante est intCgrCe au modble : AXi,, * CONDIFFUSi.,. Nous prCvoyons que le phinombne de la gestion des rCsultats sera rtduit en prtsence d’un actionnariat diffus. Par constquent, une relation positive entre I’ampleur de I’octroi d’options sur actions et le terme d’interaction AX,., * CONDIFFUSi, est prtvue.

La variable AVANTAGE FISCAL,, permet de mesurer I’effet de la situation liscale d’une socittt sur la structure de la rtmuniration. Cctte variable est mesurie comme suit :

[(Actif d’imp6ts futurs relatif aux pertes d’exploita- tioni., / (1 - taux d’impijt effectif,,)) + Pertes non comptahilisCesi,] / Actif total,,,

Les normes comptables canadiennes prCvoient la comptabilisation d’un actif d’impdts futurs correspondant au taux d’impbt de la socittt vide applique sur le montant des pertes d’entreprises dans la mesure oil il e31 plus probable qu’improbable que la socittt les rkcuperc dans les dtlais prescrits par les autoritts fiscalcs. Ainsi. la premikre partie de ce calcul permet d’estimer le montant des pertes d’entreprises que les dirigeants d’une sociCtC prtvoient pouvoir rCcup6rer sur le plan fiscal dans le futur alors que la deuxibme partie correspond au montant des pertes pour lesquelles la socittt n’a pas comptabilist d’actif d’impbts futurs parce que les


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OESTION DU RESULTAT OW OFTIMISATION FISCALE ‘? CORMIER. LANDRY, & MAGNAN

dirigeants de la socittt jugent qu’il n’est pas plus probable qu’improbable que la socittt recouvre ces pertes dans les dtlais prescrits par les autoritts fiscales.

Comme nous I’avons montrt plus haut, une socittt qui, au plan fiscal, a accumult des pertes d’entreprises d’un montant important a inttret h faire les choix comptables et fiscaux lui permettant d’augmenter son rtsultat imposable au niveau souhaitt de faGon h profiter de I’avantage fiscal dtcoulant du report de pertes dans les dtlais fix& par les autoritts fiscales.

Au Canada, les socittks effectuent ces choix de fagon h btdficier des avantages fiscaux le plus rapidement possible. Dts lors, nous prtvoyons une relation positive entre le niveau de pertes d’entreprises, soit la variable AVANTAGE FISCALi.,, et I’ampleur de I’octroi des options sur actions. Cette relation pourrait toutefois Ctre ntgative pour les socittts moins rentables qui subissent des pertes de fagon rtpttte au niveau fiscal. En effet, pour ces socittts, la gestion du rtsultat imposable afin de btntficier du report des pertes n’est sans doute pas une prioritk. Les dirigeants doivent plut8t concentrer leurs efforts sur la rentabilitt de la socittt et sur la gestion des rtsultats afin d’atteindre le rtsultat cible.

Ainsi, la relation positive entre I’octroi d’options sur actions et la variable AVANTAGE FISCAL,., est conditionnelle au fait que la socittt soit dans une situation 00 elle doive payer des imp8ts sur ses rtsultats. A cette fin, la variable binaire CHARGE D’IMPOT EXIGIBLE POSITIVEi,, en interaction avec la variable AVANTAGE FISCALi,, permet de mesurer I’effet combint de la situation fiscale d’une socittt (en situation de devoir payer des imp6ts) el de I’avantage fiscal h rtcuptrer sur la structure de la rtmuntration pour une annCe donnte. En effet, une societe qui paie des imp& et qui a des pertes reporttes des anntes anttrieures doit favoriser I’octroi d’options sur actions et non le paiement d’un boni atin de pouvoir rtcuptrer le plus rapidement possible les avantages fiscaux dtcoulant des pertes reporttes. A I’inverse, une soci6t qui ne paie pas d’imp8ts et qui a des pertes reporttes s’attardera davantage B la gestion de son rtsultat cible; la rtcuptration des avantages fiscaux dtcoulant du report de pertes n’ktant pas pertinents dans ces circonstances.

Par ailleurs, nous anticipons qu’en prtsence d’un actionnariat diffus, la relation positive entre I’octroi d’options sur actions et I’effet combin6 de la situation fiscale d’une socittt (en situation de devoir payer des irnpdts) et de I’avantage fiscal B rkcup6rer sera rkduite. Le terme d’interaction AVANTAGE FISCALi, * CHARGE D’IMPOT EXIGIBLE POSITIVE,,, * CON- DIFFUS,,,, permet de mesurer I’importance de I’actionnariat diffus dans la stratCgie d’optimisation fiscale.

La variable RENDEMENT,,, permet de mesurer I’effet de la performance boursitre sur la structure de la rimuntration. Elle est mesurte comme suit : I (PI., - PI.,, + d,+,)/P,,,-,]. Lcs Ctudes anttrieures (Jensen & Murphy, 1990 ; Magnan, St-Onge & Thorne, 1995; Cormier, Magnan & Fall, 1999) mettent en tvidence un lien positif entre la performance boursitre et I’ampleur de I’octroi d’options sur actions.

La variable TAILLE,,[ permet de tenir compte de I’effet de la taille d’une socittt sur la structure de la rtmuntration. Elle est mesurte comme le logarithme du total des actifs : [Ln (actif total,.,)].

La taille d’une firrne est un facteur qui influence la structure de la rtmuntration. Cependant I’intensitt et le signe de la relation varient selon les ttudes (Brickley, Baghat & Lease, 1985; DeFusco, Johnson & Zorn, 1990; Klassen & Mawani, 2000). Dts lors, nous ne faisons aucune prtdiction quant h la relation entre la taille et la structure de la rtmuntration.

La variable BETA,,, permet de mesurer I’effet de la variabilitt des rtsultats et des cours boursiers sur la structure de la rtmuntration. Elle est calculte selon le modtle de marcht h partir des rendements mensuels des 60 derniers mois. Ce modtle n’est pas prtsentt dans cette Ctude. Selon la thtorie de I’agence, les dirigeants ont une aversion au risque. Or, pour les dirigeants, les options sur actions constituent une forme de rkmunCration plut8t risqute dans la mesure oh leur rtmuntration n’est pas assurte. Par constquent, les dirigeants d’une socittt ayant une performance boursikre plutdt volatile voudront augmenter I’ampleur relative de la rtmuntration h base d’options afin de neu- traliser le risque de n’encaisser aucun gain qu’ils assument. II est donc prtvu donc que I’ampleur des options octroytes au dirigeant augmentera en fonction de BETA,,,.

Les ttudes anttrieures ont not6 que les socittts qui octroient un nombre substantiel d’options sur actions ont souvent des investissements en immobilisations tlevts et un faible niveau de distribution de dividendes aux actionnaires (Fenn & Liang, 2001). Cela signifie que I’ampleur des octrois d’options sur actions sera fonction des opportunitts d’investissements. Afin de mesurer la relation entre la structure de rtmuntration et les opportunitts d’investissements, deux variables sont ajouttes au modtle. La premitre variable soit VALEUR DE MARCHg,,, / VALEUR COMPTABLE,,( traduit le potentiel de croissance des investissements alors que la deuxitme soit SECTEUR DE LA HAUTE TECHNO- LOGIE,, contrdle le fait que ce secteur d’activitt est gtntralement associt B un potentiel de croissance plus Clevt que d’autres secteurs d’activitk. Nous anticipons une relation positive entre ces deux variables et I’ampleur de I’octroi d’options.


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GESTION DU RESULTAT OU OFTIMISATION FISCALE ? CORMIER, LANDRY, & MACNAN

Tableau 1 Sta tistiques descriptives et variables explicatives - _ -~ ~ ~ ~____-

Minimum Maximum Moyenne Ecart type -. ... _- ~-

MIX-REMUNER ATION 0-0 0,99 0,62 0,27

AX -45.50 27,43 0,243 5,127

CONDIFFUS 0 I 0,450 0,498

AVANTAGE FISCAL : Pertes d’exploitation (total) (/ actif total) 0 10,91 0,1 I4 0,63 1

CHARGE D’IMP6T EXIGIBLE POSITIVE 0 1 0,848 0,359

RENDEMENT -0,84 5,690 0,132 0.567

VALEUR DE MARClIkNALEUR COMPTABLE 0 36,801 2,383 2,715

TAILLE 19,000 26,6 10 22,286 1,493

BETA 0 1,580 0,589 0,304

SECTEUR HAUTE TECHNOLOGIE 0 1 0,032 0,175

N 317

Note : Mix-rkmun6rdtion est la proportion des la remuniration totale du PDG (salaire+primes+options) r epe sous forme doptions. La variable Axi est Cgale B la difference entre les rksultats + les primes *( I-taux effectif d’imp6t) et les risultats de I’annkc prkedente divisCe par la valeur absolue des resultats dc I’annte pkcedente. La variable condiffus prend la valeur de I si le contrhle de la saiCtC est diffus, autrernent 0. La variable valeur dc rnarchClvaleur comptablc est kgale B la valeur de marche dcs capitaux propres divisee par la valeur comptable des capitaux propres. La variable avantage fiscal est egale B I’actif d’impijts futurs relatif aux pertes d’exploitation divise par (1 - taux d‘impijt effectif) plus le rnontant des pertes non comptabilistes divise par I‘actif total. La variable charge d‘imp6t exigible positive prend la valeur de 1 si elle est positive, autrement 0. Lc rendement est Cgal A la difference entre le cours de I’action de I’annC en cours et celui de I’annke prkcCdente. ajusti des dividcndes divises par le cours de I’action de l’annee prCcCdcntc. La taille est le logarithme du total des actifs. Le E t a est calcult selon le modEle de marche i partir des rendernents mensuels des 60 derniers mois.

Dkflnition et mesure de la variable expliquke

La valeur des options sur actions resues par les dirigeants est calculee selon le modtle de Black et Scholes (1973) ajustC pour intCgrer le dividende (Ellig, 2002, p. 375). Ce modkle sert B calculer la variable MIX- REMUNERATIONi,t pour les cinq dirigeants les mieux pay&.

Toute I’information nCcessaire au calcul de la variable expliqude ou aux variables explicatives provient de la base de donntes StockGuide (2001), des Ctats financiers et des circulaires d’informations des sociCtCs visCes.

Rtsultats

Au Tableau I , nous retrouvons les moyennes et les valeurs minimum et maximum des variables financikres faisant partie de nos mod5les d’analyse. Pour I’ensemble

de la pCriode CtudiCe, les octrois d’options d’achat d’actions representent 62% de la rCmunCration totale des dirigeants des firmes de l’tchantillon. Cette proportion est passCe de 55% en 1998 B 69% en 2001 (donndes non prtsenttes). La moyenne du rendement boursier est de 13,2% et I’actionnariat est diffus dans 45% des cas. La proportion des pertes fiscales totales sur I’actif total est d’environ 11%. Enfin, I’Ccart entre les rtsultats avant rCmunCration de I’annCe courante et ceux de I’annte antirieure est d’environ 24,3%.

Dans la troisikme colonne du Tableau 2. nous prksentons les risultats de la tigression des dCterminantk de I’ampleur de la rkmuntration en options par rapport a la rCmunCration totale des dirigeants. Les rksultats montrent un R2 ajustt de 24,95% et une valeur tlevie du F de Fisher (8,72), attestant ainsi que notre modkle est robuste et globalement significatif. Une analyse de la matrice de corrtlation et le test d’inflation de la variance9 n’ont pas soulev6 de problkmes de multicolinCaritC entre les variables. Selon la statistique de Durbin-Watson (Gujarati,

Canadian Journal of Administrative Sciences Revue canadienne des sciences de I’adminisuation m). 153-168 161

GESTION DU RkSULTAT 011 OPTIMISKI'ION FISCALE ? CORMIER, LANDRY. & MAGNAN

~ ~~

Tableau 2 Determinants de I'ampleur de la remuneration en actions et regression temporelle de coupe instantanee (au sens des moindres carres)

Sans le mix- Incluant le mix- rkmuntration de rtmuntration de

Variable expliyute : Mix-rtmunkration Signe prtvu I'annte pr6ctdenteb I'annte prtctdenteb

Constante

AX AX * CONDIFFUS

AVANTAGE FISCAL

AVANTAGE FISCAL. * CHARGE D - I M P ~ T EXIGIBLE

AVANTAGE FISCAL * CHARGE D ' I M P ~ T EXIGIBLE

POSITIVE

POSITIVE * CONDIFFUS

RENDEMENT

TAILLE

B ~ T A

VALEUR DE M A R C H ~ A L E U R COMPTABLE

SECTEUR HAUTE TECHNOLOGE

CONDIFFUS

CHARGE D'IMPOT EXIGIBLE POSITIVE

MIX-REMUNERATION,.,

R-carrt ajustt Statistiyue de Fisher Durbin Watson N

+ +/-

+

+ +/-

+ + + +

+/-

+

* **- 1,105

**-0,009

**0,010

-0,045

***0,467

***-0,392

***0,094

***0,064

0,029

**0,007

***0,160

0,023

-0,066

24,95% 8-72 (0,oOO)

2,ll 317

***-0,822

**-0,006

0,003

-0,188

* * *0,48 1

***-0,262

***O, 133

***0,033

0,023

**0,003

-0,O 14

0,007

-0,006

***0,545

5 1 ,OO% 23,71 (0,OOO)

2,06 304

Note : La variable mix-rkmuneration est Cgale la valeur des options octroyees divide par le total de la valeur des options octroy&s + des salaires + des primes. La variable Axi est tgale a la difftrence entre les rtsultats + les primes *(I -taux effectif d'imp6t) et les rtsultats de I'annte prkedente diviste par la valeur absolue des ksulrats de I'ande pkctdente. La variable condiffus prend la valeur de 1 si le contrde de la sociCt6 est diffus, autrement 0. La variable valeur de marchklvaleur comptable est tgale a la valeur de march6 des capitaux propres divisk par la valeur comptable des capitaux propres. La variable avantage fiscal est tgale i I'actif dimp6ts futurs relatif aux pertes dexploitation divise par ( I - taux d'impht effectio plus le montant des pertes non comptabilis6es divist par I'actif total. La variable charge $imp61 exigible positive prend la valeur de 1 si elle est positive, autremeni 0. Le rendement est tgal b la diffkrence entre le cours de l'action de I'annte en cours et celui de I'annte prtckdente. ajustt des dividendes divids par le cours de I'action de I'annb prtctdente. La Vaille est le logwithme du total drs actifs. Le Eta est calcult selon le mod6le de march6 b panir des rendements mensuels des 60 demiers mois.

bTest significatif b : * (p<O,lO) ; ** (p<O,OS) ; *** (pc0.01). Les coefficients pour les anntes ne sont pas prksentts. Test unidirectionnel si le signe prtvu est dans la direction pr6vue.

1995). I'kchantillon ne souffre pas d'autocorrtlation des Breusch-Pagan (1979) fait ressortir la prtsence rksidus dans le temps. Enfin, notons yue pour toutes nos d'htttrosctdasticitt (Chi-carrt de 8,24, p I 0,004). analyses de rkgression, les valeurs p sont comgtes pour Tous les coefficients sont de signe prtvu. tenir compte de l'effet de I'httkrosctdasticitt selon la Le coefficient de la variable du rtsultat cible, AX, mkthode de White (1980). En effet, la statistique de est ntgatif et significatif (-0,009; p 9 0,017) confirmant

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Canadian Journal of Administrative Sciences Revue canadienne des sciences de I'administration

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GESTION DU RESULTAT ou OFTIMISATION FISCALE *! CORMIER, LANDRY. & MAGNAN

Tableau 3 Determinants de I’ampleur de la remuneration en actions et regression temporelle de coupe instanfanee (au sens des moindres carres)

_____

Pertes tiscales Pertes fiscales comptabilisCes et

Variable expliquie : Mix-rimuntration Signe privu non comptabilisies” non comptabilis&s”

Constante

AX AX * CONDIFFUS

RENDEMENT

TAILLE

BBTA VALEUR DE M A R C H ~ A L E U R COMPTABLE

SECTEUR HAUTE TECHNOLOGIE

CONDIFFUS

PERTES FISCALES NON COMPTABILISEES

PERTES FISCALES NON COMPTABILISEES

PERTES FISCALES COMPTABILISEES

*CONDLFFUS

PERTES FISCALES COMPTABILISEES*CONDIFFUS R-carre ajustt Statistique de Fisher Durbin Watson Diffirence de F N

+ +

+/-

+ + + + +

* * * -0,995

***-0,009

**o,o 10 ***0,085

***0,06 1

0,053

**0,007

***O, 193

0,o 18

**0,24 I

*-0,565

22.8 1 ?& 7.23 (0,OOO)

2,07 -

317

***- 1,108

***-0,009

**0,010

***0,084

* * “0,064

0.055

**0,007

***O, 190

0,02 1

**0,255

*-0,547

**0,930

-0,327

23.72% 6,76 (0,OOO)

2.06 3,332 (0,069)

317

Note : La variablc mix-rCinunCration est Cgnle la valeur des options octroyCes divisee par le total de la valeur des options octroyees + des salaires + des primes. La variable xi est egale B la ditference entre les rksultats + les primes *( I-~aux eftcctif d’inip6t) ct les rCsuitats de I‘annCe prbcedenie divisec par la valeur absolue dcs risultats de I’annfe prCctdentc. La variable condiffus prend la valeur de I si le contrde dc la scx5CtC est diffus. autremcnt 0. La variable valeur de marchUvaleur comptable est Cgale B la valeur de march6 des capitaux propres divide par la valeur comptable des capitaux propres. La variable perte fiscale non comptabilis& es! Cgale aux pertes fiscales diviskes par I’actif total. La variable pertes fiscales comptabilisies est Cgale ii I’actif d’impatq futurs relatif aux pertes d’exploitation divis6 par (1 - laux d’imp6t effectif) normalist5 par I’actif total. Le rcndement est 6gal ii la diWrcnce entre le cours de I’action de I’annte en cours et celui de I’annCe prtddente, ajustf des.dividendcs divisCs par Ic cours de I’action de I’annte pdcedente. La taille cst le logarithme du total des actifs. Le Eta est calcule selon le modele de march6 ;1 panir des rendements mensuels des 60 dcrniers mois.

Les coefficients pour les anntes ne sont pas prtsentes. Test unidirectionnel si le signe prCvu est dans la direction prhue. Test significatif B : * (peO.10) ; ** (p4 ,OS) ; *** (p<O,OI).

I’hypothbse la. De la m&me faqon, I’hypothese lb est Les rksultats confirment Cgalement les hypotheses Cgalement confirmte. En effet, le terme d’interaction 2a et 2b relatives B I’optimisation fiscale sur la structure de la variable du rksultat cible avec le type d’actionnari- de la rCmuntration. En effet, le coefficient de la variable

p 50,015). Ainsi, en prCsence d’un actionnariat diffus, POSITIVE est positif et significatif (0.467; p 5 0,008) la gestion des rtsultats par I’octroi d’options sur actions confirmant I’importance de la fiscalit6 dans la structure est rtduite. de la rimuntration. Ce rtsultat est similaire h celui

at, X * CONDIFFUS, est positif et significatif (0,010 ; AVANTAGE FISCAL * CHARGE D ~ I M F ~ T EXIGIBLE

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GESTION DU Rl?SULTAT OU OPTlMlSKrlON FISCALE ? CORMIER, LANDKY, & MAGNAN

rapport6 par Klassen et Mawani (2000) qui montre que les socittts dont le taux d’imposition marginal est faible ont tendance B octroyer plus d’options ii leurs dirigeants que celles dont le taux d’imposition est plus tlevt.

Conformdment h nos attentes, le terme d’interaction d’optimisation fiscale avec le type d’actionnariat,

POSITIVE * CONDIFFUS, est ntgatif et significatif (-0,392 ; p 5 0,001). Ce rtsultat indique que I’effet de la fiscalitt sur la structure de la rdmuntration est significatif en prtsence d’un actionnariat concentrt mais perd de son importance pour les socittts h actionnariat diffus.

Nos rtsultats indiquent tgalement que I’ampleur des options octroytes aux dirigeants augmente pour les socittis en bituation de potentiel de croissance tel qu’ex- prime par la variable VALEUR DE MARCHWALEUR COMFTABLE (0,007 ; p 5 0,014). De la m&me fason, le rendement boursier (0,094, p 5 0,001) et la taille de la socittt (0,064 ; p 5 0,001) affectent positivement I’ampleur des options octroytes aux dirigeants. Enfin, nos rtsultats indiquent que la variabilitt des rtsultats et des cours boursiers, BETA n’a aucun impact sur I’ampleur de I’octroi des options.

Comme il est plausible que le mix-rtmuntration d’une socittt suive une certaine tendance d’une annte B I’autre, nous avons ajoutt au modtle le mix-rdmuntration de I’annde prtctdente. Dans la dernitre colonne du Tableau 4, nous prtsentons les rtsultats de cette rdgres- sion. Les rtsultats montrent un R2 ajustt de 51% et une valeur tlevte du F de Fisher (23,71), attestant ainsi que notre modtle est robuste et globalement significatif. Les rtsultats sont quelques peu affectts par I’ajout de cette variable. En effet, le terme d’interaction AX * CONDIF- FUS n’est plus significatif ce qui suggtre qu’en tenant compte du mix-rtmuntration de I’exercice precedent, la gestion du resultat par I’octroi d’options sur actions est prdsente pour les socittts B actionnariat diffus et concentrd.

AVANTAGE FISCAL * CHARGE D-TMP~T EXIGBLE

Analyses de sensibilite‘

Au Tableau 3, nous prtsentons les rtsultats des regressions des dtterminants de I’ampleur de la rdmuntration en options par rapport h la rdmundration totale des dirigeants en subdivisant I’avantage fiscal en deux composantes soit les pertes comptabilistes et les pertes non comptabilistes. Nos rtsultats confirment que les deux composantes sont statistiquement relides 21 la structure de rtmuntration. En outre, le test de Fisher de difference de R-cant montrent que les pertes comptabilistes apportent un compltment dans le choix de la structure de r6muntration (difftrence de F = 3,332 ; p=0,069).

164

II ressort igalement de cette analyse que pour les socittts ayant des pertes comptabilistes (actif d’impbts futurs), le type d’actionnariat n’a pas d’impact sur la structure de rtmuntration. Autrement dit, il semble que les socittts ayant des pertes comptabilistes modifient la structure de rtmuntration afin de rtaliser I’avantage fiscal dtcoulant des pertes et ce, sans dgard au contrble de I’actionnariat.

Dans les colonnes 3 et 4 du Tableau 4, nous prtsentons les rdsultats des rdgressions des dtterminants de I’ampleur de la rtmuntration en options par rapport B la rtmuntration totale des dirigeants en fonction du type d’actionnariat; diffus ou concentrt. Les rtsultats donnent un R2 ajustt! de 24,51% pour le sous-khantillon de firmes B actionnariat concentrd et de 25,38% pour le sous-tchantillon de firmes B actionnariat diffus. Une analyse de la matrice de corrtlstion et le test d’inflation de la variance n’ont pas soulevt de probltmes de multi- colintaritt entre les variables. Enfin, selon la statistique de Durbin-Watson, les sous-dchantillons ne souffrent pas d’autocorrtlation des rtsidus dans le temps.

Les rdsultats de cette analyse confortent ceux prtsentts au Tableau 2. La gestion des rtsultats est prtsente dans le cas d’un actionnariat concentrt (-0,008; p 5 0,037) et absente dans le cas d’un actionnariat diffus (0,001; p 5 0,680). De m h e , la relation entre I’ampleur des options octroytes et I’effet combind de la situation fiscale d’une socidtd (en situation de devoir payer des impbts) et de I’avantage fiscal ii rtcugrer n’est prtsente que pour les socittts B actionnariat concentrd. II ressort de cette analyse que pour les socittts dont I’actionnariat est diffus, les imgratifs de potentiel de croissance se traduisant par une hausse de la valeur des options, (par le rendement boursier et du beta) I’emportent sur les avantages fiscaux ou la gestion des rtsultats. L‘ajout de la variable MIX-&MUNEWTION t-1 au modtle ne modifie pas les rtsultats obtenus (Rtsultats non prtsentds).

Dans les deux dernieres colonnes du Tableau 4, nous pr6sentons les rdsultats des rtgressions en stparant I’actionnariat concentrt en deux composantes : familial et institutionnel. Notons qu’ttant donnt la forte codlation entre les variables AVANTAGE FISCALi., et CHARGE D’ IMdT EXIGIBLE POSITIVEi, pour ces sous-tchan- tillons, cette dernitre variable de meme que le terme d’in-

EXIGIBLE POSITIVEi,[ sont enlevts du modtle de rtgression. Tel que prtvu, la variable fiscale est assmike au mix-rtmundration en prdsence d’un actionnariat familial (0,604 ; ~ 0 , 0 3 8 ) . Toutefois, cette relation n’est plus significative quand la variable M I X - a M U d R A - TION,., est ajoutte au mcdtle (Rtsultats non prtsentts). L‘octroi d’options est tgalement associt B la gestion du rtsultat cible pour les socitds h actionnariat familial

teraction AVANTAGE FISCAL,,[ * CHARGE D’IMP~T


a). 153-168

GESTION DU RESULTAT ou OFTIMISATION FISCALE ? CORMIER, LANDRY, B MAGNAN

Tableau 4 Determinants de I’ampleur de la remuneration en actions en fonction du contrdle de I’actionnariat et regression temporelle de coupe instantaneea (au sens des moindres carres)

Type d’actionnariat concentrk

Signe Actionnariat Actionnariat Actionnariat Actionnariat privu diffusb concentrkb familialb institutionnelb

Constante

AX AVANTAGE FISCAL

AVANTAGE FISCAL * CHARGE D’IMPOT EXIGIBLE POSITIVE

RENDEMENT

TAILLE

BETA

VALEUR DE MARCH& VALEUR COMPTABLE

SECTEUR HAUTE TECHNOLOGIE

CHARGE D’ IMP~T EXIGIBLE POSITIVE

R-carre ajuste Statistique de Fisher (0,004) Durbin Watson N

+I-

+ + + +

+ +

+/-

***-0,982

0.001

-0,098

0,123

***o, 1 12

***0,064

**0,172

0,0 I 7

-0,087

25,3896 6-08 (0,OOO)

2.20 139

***-1,492

**-0,008

-0,003

**0,452

* * *0,078

***0,069

-0,059

**0,007

***O, 192

-0,057

24,5 I % 4 2 1 (0,OOO)

192 I78

***- 1,720

*-0,o 1 2

**0,604

- ***0, I4 1

***o, lo4 -0,171

**0,005

-

24,55% 8,23 (0.OOO)

2,14 78

-0,885

-0,005

0.132

- 0.0 15

*0,034

0.082

**o,o I7

0,08 1

-

23,2296 2,7 1

1,83 100

Nure : La variable mix-rhuneration est egale la valeur des options wtroyies divisee par Ie total de la valeur des options octroyies + drs salaires + des primes. La variable Axi est Cgale B la difference entre les resultats + les primes *( I-taux effectif d’imflt) et les r6sultats de I’annte prCcCdente divi.& par la valeur absolue des rksultats de I’annee precedente. La variable condiffus prend la valeur de 1 si le contr6le de la societ6 est diffus, autrement 0. La variable valeur de marche/valeur comptable est Cgale B la valeur de march6 des capitaux propres divisee par la valeur comptable des capitaux propres. La varkable avantage fiscal est Cgale ?I I’actif d’imp6ts futurs relatif aux pefles d’exploitation divisC par ( I - taux d’imp6t effectif) plus le montant des penes non comptabilides divist par I’actif total. La variable charge d’impijt exigible positive prend la valeur de I si elle est positive, autrement 0. Le rendement est egal B la diffkrence entre le cows de I’xtion de I’annC en cours et celui de I’annke pr6cdente. ajusd des dividendes divis6s par le cours de I’action de I’annk pdctdente. La taille est le logarithme du total des actifs. Le Mta est calcul6 selon le modkle de march6 B partir des rendements mensuels des 60 derniers mois. a Les coefficients pour les anntes ne sont pas prCsent6s. Test unidirectionnel si le signe pr6vu est dans la direction pr6vue. bTest significatif B : * (pc0.10) ; ** (p<0,05) ; *** (p4.01).

(-0,012; p 5 0,062). Ce rksultat confirme que I’ampleur des options octroyts est moins important dans la gestion du ksultat cible pour les sociCtks ?I actionnariat diffus. Les sociktts ?I actionnariat institutionnel ne sernblent pas prkoccuper par I’aspect fiscal (0,132 ; p 5 0,220) et par

le lissage des resultats (-0,005 ; p 5 0,127) dans la dktermination des octrois d’options aux dirigeants. I1 ressort de cette analyse que le phtnomhe de I’optimisation fiscale est intimement relic au type d’investisseurs boursiers present dans une sociCt6.

165

Canadian Journal of Administrative Sciences Revue canadienne des sciences de I’administration m), 153-168

GESTION DU RESULTAT OU OPTIMISATION FISCALE ? CORMIER, LANDRY, & MAGNAN

Autres analyses de sensibilitk

Pour les analyses qui suivent, nous avons utilist le modtle incluant la variable mix-rtmuntration de I’annCe prCcCdente (quatrikme colonne du Tableau 2). Premitre- ment, nous avons rCCvaluC le modtle de regression en retirant de I’tchantillon les observations pour lesquelles la valeur des options octroyCes exctde 200 millions de dollars (5 observations). Cette manipulation n’a pas d’effet sur les rksultats prCsentCs (RCsultats non prksen- tds). Deuxitmement, nous avons enlev6 les valeurs extremes de la variable de rdsultat cible AXi,[. Ainsi, en enlevant les observations dont la valeur exctde 3 en valeur absolue (environ 5% des valeurs extremes positives et 5% des valeurs negatives), les coefficients de la variable AXi,[ (-0,025 ; p 5 0,066) et de celle AXi,[ * CONDIFFUS (0,047 ; p 5 0,018) son1 tr6s peu affectis (RCsultats non prCsentCs). Troisikmement, afin de tester si le sens de la deviation du rtsultat cible AXi,, modifie le cornportement des dirigeants en matitre de mix- rkmuntration (Klassen & Mawani, 2000), nous ajoutons un terme d’interaction pour les ddviations du rCsultat cible qui sont supdrieures B ztro (AXi., * AXi,[ < 0 [ 1/01). Le coefficient de la variable n’est pas significatif, ce qui indique que le sens de la relation entre les octrois d’options et le lissage des risultats est similaire pour les dCvi- ations positives ou ntgatives. Quatrikmement, nous avons repris les analyses en ajoutant la variable endette- ment (dette totale / capitaux propres). Les rksultats demeurent inchanges (RCsultats non prCsentCs).

Etant donnC que I’octroi des options intervient B diffkrentes dates au cours de I’annCe (pour I’tchantillon, 48% des octrois interviennent en mars ou avril). Nous avons ajoutt au rnodtle une variable rnois prenant la forme de I pour le mois de janvier a 12 pour le mois de dicembre. Le coefficient de la variable est ntgatif el significatif (-1,166; p I: 0,057), ce qui signitie que I’ampleur de I’octroi d’options sur actions par rapport B la rtmuntration totale est plus ClevCe pour les firmes qui octroient les options t6t dans I’annde. Toutefois, nos rCsultats demeurent identiques B ceux prCsentCs au tableau 2, c’est-2-dire que nos deux hypothtses sont de nouveau confirmCes.

Conclusion

La prisente recherche s’intiresse au lien entre la rkmuntration en options des dirigeants des socittis d’une part, et la gestion stratkgique des risultats (rksultat cible) et I’effet de la fiscalit6 d’autre part. Elle s’in- ttresse aussi B la manitre dont le type d’actionnariat d’une socittC influence ce lien. Notre analyse porte sur un Cchantillon de grandes socittts canadiennes durant la

166

ptriode 1998-2001. 11 ressort de nos rksultats que I’octroi d’options aux dirigeants est dCtermint par des imp6ratifs d’atteinte de rksultats-cibles et d’optimisation fiscale lorsque I’actionnariat d’une sociCtC est concentrk, particulitrement dans les mains d’une famille qui en dCtient le contr6le. Toutefois, il importe de noter que les conclusions tirCes d’itudes rtalistes aux Etats-Unis en matitre de fiscalit6 ne sont pas toujours approprikes dans le contexte canadien Ctant donnC les differences dans I’application des rtgles fiscales entre les deux pays.

Toutefois, nos rtsultats se heurtent B certaines limi- tes conceptuelles et mbthodologiques. Premitrement, ils sont tributaires de la mCthode d’Cvaluation des options sur actions. A ce jour, les chercheurs ne s’entendent pas encore sur la meilleure fason de mesurer la valeur des options sur actions. Toutefois, dans une perspective de mesure de la proportion d’options dans la rkmuntration globale des dirigeants, les diffkrentes mtthodes possi- bles donnent des ordres de grandeur fort similaires (par ex., Craighead et al., 2004 ; Lambert, Larcker & Verrec- chia, 1991). Deuxitmement, notre choix de mesure de rCsultat (MnCfice net par action) et notre choix de cible de risultat (Mntfice net de I’annCe prkctdente) peuvent Stre non reprkentatifs. Cependant, le fait que les analystes financiers focalisent expresstment leur attention sur le MnCfice par action nous rassure quant B la perti- nence de ce choix. Enfin, en I’absence d’accts direct aux dtlibCrations des comitCs de rCmunCration et des conseils d’administration, nos rksultats ne constituent qu’une infkrence indirecte que la gestion des rksultats et I’optimisation fiscale influencent leurs dCcisions en matitre d’octroi d’options. Cependant, nos ksultats indiquent que le mode de gouvernance regit la rCmunCra- tion des dirigeants et avancent le dCbat sur la rationalid des octrois d’options (Yermack, 1995). En outre, nos rtsultats corroborent ceux de Yermack (1997) et d’A- boody et Kasznik (2000), lesquels montrent I’opportunisme des dirigeants dans I’octroi et la levee d’options.

Globalement, nos rtsultats cautionnent la position adoptCe par I’ICCA et I’IASB de rendre obligatoire la constatation au cornpte de rksultats de la rimuntration en actions. I1 ressort de nos rCsultats qu’en I’absence d’une norme comptable obligeant la constatation, les dirigeants de sociCtCs modifient le niveau d’octroi d’op- lions dans le but de gtrer le rtsultat. Le manque de transparence des sociCtCs dans la communication de leurs activitis n’est pas Ctranger B la rCmuntration en actions abusive et h un laxisme apparent des conseils d’administration B cet Cgard (Aboody & Kasznik, 2000). II sera intkressant d’analyser dans quelle mesure la mise en place de mtcanismes de gouvernance visant les conseils d’administration et les dirigeants des sociCtCs aura modi- fiCe ces comportements. La mise en Deuvre des plans d’options sur actions aura-t-elle une influence sur le sys-


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GESTION DlJ R6SUI.TAT OU OF’TlMlSATlON FISCALE ? CORMIER. LANDRY. & MAGNAN

tkme de contriile et d’autoritC de la sociCtC ? Ce sont des pistes de recherche futures prometteuses qui mentent d’Ctre explorkes.

Notes

Selon I’alinka 7(l)a) de la h i de I’imp6t sur le revenu (LIR), le montant de la plus-value est un avantage imposable correspondant il la diffkrence entre la juste valeur de I’action 9 la date de levke et le prix paye pour I’acqukrir (prix d’exercice) plus le montant pay6 pour acqutrir I’option s’il y a lieu. Les paragraphes 7(8) a (16) LIR knoncent les conditions il satisfaire. Selon I’alinka 110( I)d) LIR, cette dkduction est de 50% depuis le 18 octobre 2000. Elk Ctait de 258 pour les transactions qui ont eu lieu avant le 28 fkvrier 2000 et de 33 % pour celles survenues apr&s le 27 fkvrier 2000 et avant le 18 octobre 2000. Ce gain correspond a la diffkrence entre le prix de vente des actions et leur coirt. Si en vertu du regime d’options. le dirigeant peut choisir de recevoir un montant en esp&ces kquivalent il la valeur des actions il la date d’exercice, I’imposition pour le dirigeant, si certaines conditions sont respectkes, ne portera que sur la moitie du montant en espkces rep . Aboody et Kasznik (2000) constatent kgalement que la pkence d’octrois d‘options entraine un comportement opportuniste de la part des dirigeants. Leurs rksultats indiquent que les prkvisions de rCsultats kmises par la direction avant une date d’octroi d’options fixe sont sys- tkmatiquement moins favorables que celles kmises A d’autres moments. La conskquence de ce comportement est de rkduire la cote boursihre prealablement a I’octroi, d’ou un prix de levee plus favorablc. D’autres travaux s’intbrcssant a la gestion rksultats par des seuils portent sur les consensus d’analystes (Dhali- wal, Gleason et Mills, 2004) ou le fait d’kviter de dkla- rer une perte comptable (Degeorge. Patel et Zeckhauser, I999 ; Matsumoto, 2002). Les pertes d’entreprise subies au cours d’une annk d’imposition se terminant aprh le 22 mars 2004 Mnkficie d’une p6riode de report prospectif de dix ans. Le facteur d’inflation de la variance (VIF) pour X, est 1/1- RSQi, RSQ, Ctant le R-carrk de la regression de Xj sur les autres prkdicteurs k-I. Si Xj hautement corrklks avec les autres pr&iicteurs, son VIF est trhs klevk.

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gestion du résultat ou optimisation fiscale?Évaluation des octrois d'options d'achat...

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