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LA VALORISATION BOURSIÈRE DES ÉTATS FINANCIERS DESSOCIÉTÉS FRANÇAISES : PERTINENCE DU RÉFÉRENTIEL IFRS Denis Cormier et al. Association Francophone de Comptabilité | Comptabilité - Contrôle - Audit 2012/2 - Tome 18pages 99 à 124

ISSN 1262-2788

Article disponible en ligne à l'adresse:

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Pour citer cet article :

--------------------------------------------------------------------------------------------------------------------Cormier Denis et al., « La valorisation boursière des états financiers des sociétés françaises : pertinence du référentiel

IFRS »,

Comptabilité - Contrôle - Audit, 2012/2 Tome 18, p. 99-124. DOI : 10.3917/cca.182.0099

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Comptabilité – Contrôle – Audit / Tome 18 – Volume 2 – Septembre 2012 (p. 99 à 124)

Denis Cormier, Samira Demaria et Pascale Lapointe-AntunesLA VALORISATION BOURSIÈRE DES ÉTATS FINANCIERS DES SOCIÉTÉS FRANÇAISES :

PERTINENCE DU RÉFÉRENTIEL IFRS

reçu en mars 2010 / accepté en novembre 2011 par Hervé Stolowy

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* Professeur, titulaire de la chaire d’information fi nancière et organisationnelle (CIFO), UQAM, Montréal** Maître de conférences, Université de Nice-Sophia Antipolis*** Professeure agrégée, Faculty of Business, Brock University

Résumé

Cette étude s’intéresse à la valorisation bour-sière des états fi nanciers des fi rmes françaises en vertu du référentiel comptable français et après l’adoption des IFRS. Les résultats sont les suivants : Premièrement, la valorisation par

Abstract

This paper compares the value relevance of fi nancial statements for a sample of French fi rms pre and post IFRS adoption. First, re-sults show that book values are closer to stock market values under IFRS than under French

La valorisation boursièredes états fi nanciers des sociétés françaises : pertinence du référentiel IFRSValue Relevance of Financial Statements under IFRS versus Local GAAP : Evidence from France

Denis CORMIER*, Samira DEMARIA** et Pascale LAPOINTE-ANTUNES***

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100Denis Cormier, Samira Demaria et Pascale Lapointe-Antunes

LA VALORISATION BOURSIÈRE DES ÉTATS FINANCIERS DES SOCIÉTÉS FRANÇAISES : PERTINENCE DU RÉFÉRENTIEL IFRS

Mots clés : Gestion des résultats – IFRS – Valorisation boursière

KEYWORDS : EARNINGS MANAGEMENT – IFRS – VALUE RELEVANCE

les marchés boursiers des comptes du bilan en IFRS a tendance à se rapprocher de l’unité, c’est-à-dire que les valeurs comptables ont tendance à se rapprocher des valeurs boursières. Deuxiè-mement, les accruals anormaux sont davantage valorisés en IFRS qu’en normes françaises. Cela pourrait indiquer que la gestion du résultat se-lon les normes IFRS renseigne davantage les marchés à propos des perspectives de gains fu-turs de la fi rme. Enfi n, les résultats comptables en IFRS ont un caractère prévisible supérieur aux résultats en normes françaises puisque les rendements boursiers refl ètent les rendements comptables bien avant l’année de la publication du résultat comptable.

GAAP. Second, abnormal accruals appear to be more valued under IFRS. This is consistent with the view that earnings management is more likely to provide a credible signal about future cash fl ows under IFRS than under French GAAP. Finally, earnings under IFRS are more predictable by stock market under IFRS than under French GAAP.

Correspondance : Samira Demaria Pascale Lapointe-AntunesUniversité de Nice-Sophia Antipolis Faculty of BusinessGREDEG (UMR 6227) Brock University250, rue Albert-Einstein 500, Glenridge Avenue06560 Valbonne Saint-CatharinesFrance Ontario – Canada

Denis CormierChaire d’information fi nancière et organisationnelleESG UQAM315, rue Sainte-Catherine EstMontréalQuébec-Canada

Remerciements : Cette recherche a été réalisée grâce au soutien fi nancier du fonds pour l’éducation et la saine gouvernance de l’Autorité des marchés fi nanciers (« L’autorité »), le Conseil de recherche en sciences humaines du Canada (CRSH) et PWC. Les informations, ren-seignements, opinions et avis exprimés au présent article n’engagent que la responsa-bilité des auteurs. Le contenu de cet article ne refl ète pas nécessairement l’opinion de l’Autorité, du CRSH et de PWC et les erreurs éventuelles relèvent de la responsabilité des auteurs.

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Denis Cormier, Samira Demaria et Pascale Lapointe-Antunes


IntroductionDepuis le 1er janvier 2005, toutes les firmes européennes cotées sur un marché réglementé appli-quent les normes comptables internationales, les International Financial Reporting Standard (IFRS), pour l’établissement de leurs comptes consolidés, en lieu et place des normes locales. La décision de l’Union européenne (UE) d’imposer la conversion des états financiers des groupes européens visait à améliorer la qualité, la transparence et la comparabilité de l’information comptable et financière pour les marchés. Quelques années plus tard, qu’en est-il de ces objectifs ? Le marché valorise-t-il différem-ment les données issues des nouveaux états financiers en IFRS ? Les comptes en IFRS reflètent-ils mieux la réalité économique ? Ont-ils un caractère plus prévisible de la part des marchés boursiers ? Nous choisissons d’étudier ces questions dans le contexte français. Plus précisément, cet article vise à répondre aux deux questions de recherche suivantes :

1. Le passage aux normes IFRS a-t-il entraîné une plus grande association entre les valeurs comp-tables et les valeurs boursières pour les comptes du bilan et de résultat des groupes français ?

2. Les résultats comptables en IFRS ont-ils un caractère prévisible supérieur aux résultats en normes françaises ?

Nous choisissons le contexte français parce que l’impact de l’adoption obligatoire des normes IFRS sur la qualité de l’information comptable publiée par les entreprises françaises pour les mar-chés boursiers n’est pas clair a priori. La France est l’un des pays européens dont les normes locales diffèrent le plus des normes IFRS (Ding et al. 2007). De plus, il existe de profondes divergences conceptuelles entre les normes IFRS et françaises (Disle et Noël, 2007). Par exemple, l’International Accounting Standard Board (IASB) estime que les normes comptables doivent combler prioritaire-ment les besoins des investisseurs. Ce postulat est en contradiction avec la vision française qui ne favorise aucune catégorie d’utilisateurs. Par ailleurs, la tradition comptable fiscaliste et juridique de l’information issue des normes françaises tranche avec les normes IFRS financières à connotation économique. On pourrait ainsi s’attendre à ce que l’adoption obligatoire des IFRS influence la per-tinence de l’information comptable pour les marchés boursiers français, conformément aux résultats des recherches antérieures portant sur l’adoption des IFRS.

Pourtant, selon l’étude menée par Armstrong et al. (2010), les investisseurs attendent peu de bénéfices de l’introduction obligatoire des IFRS dans les pays dits de droit écrit comme la France. Plusieurs facteurs pourraient expliquer que le passage aux IFRS n’améliore pas le contenu informa-tionnel pour les marchés boursiers français. D’abord, la pertinence du passage aux normes IFRS pour les marchés boursiers s’observe davantage dans les pays où la réglementation financière est efficace (e.g. Daske et al. 2008 ; Li, 2010 ; Armstrong et al. 2010). Or, historiquement, la France n’est pas réputée pour sa régulation financière, ingrédient essentiel de la qualité des états financiers (Leuz et al. 2003). Ensuite, les normes IFRS peuvent ne pas être adaptées au contexte français et confondre les investisseurs (Ding et al. 2007). Enfin, la structure relativement concentrée de l’actionnariat des entreprises françaises peut inciter celles-ci à moins de transparence dans le reporting (La Porta al. 1997, 1998) et limiter les effets positifs de l’adoption des normes IFRS sur la pertinence des états financiers pour les marchés boursiers.

L’étude porte sur les firmes françaises appartenant à l’indice SBF 250 sur une période de douze exercices (1997 à 2008). En retenant les firmes non financières du SBF 250, nous étudions un panel

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d’entreprises qui reflète, selon nous, toute la diversité apportée par la mise en application des normes IFRS. L’analyse de douze exercices nous permet de tenir compte des évolutions normatives (passage des normes françaises aux IFRS) et d’avoir un recul sur chacune des deux réglementations (huit ans en normes françaises, et quatre ans en normes IFRS1). Elle nous permet également de limiter les biais liés à la période de changement, puisque le marché peut réagir de manière exagérée immédiatement avant ou après le changement de normes. À notre connaissance, aucune étude antérieure n’a mis en perspective deux corps de normes sur une longue période. Pour la France en particulier, tous les travaux recensés s’appuient sur des périodes courtes d’un à trois exercices comptables (Boukari et Richard, 2007 ; Cazavan-Jeny et Jeanjean 2009).

Nous utilisons le modèle de valorisation traditionnel basé sur l’équation comptable fondamentale pour comparer la valorisation du bilan et des résultats selon les normes françaises et IFRS. L’étude se focalise sur certains postes des états financiers : les immobilisations incorporelles et corporelles, les actifs financiers, les passifs d’impôts différés, les accruals normaux et les accruals anormaux. Cette approche nous permet de mettre en évidence des différences de valorisation qui ne peuvent être cap-tées lorsqu’on se concentre sur le résultat et les capitaux propres et de mieux comprendre les consé-quences réelles de l’adoption des IFRS. Nous isolons ainsi des capitaux propres les postes que nous souhaitons étudier, puis utilisons un terme d’interaction pour mesurer l’impact de l’adoption des normes IFRS. Il ressort des résultats les constats suivants : (1) la valorisation par les marchés boursiers des comptes du bilan en IFRS a tendance à se rapprocher de l’unité, c’est-à-dire que les valeurs comp-tables ont tendance à se rapprocher des valeurs boursières ; (2) les accruals anormaux sont davantage valorisés selon IFRS. Ce dernier résultat pourrait indiquer que la gestion du résultat selon les normes IFRS renseigne davantage les marchés à propos des perspectives de gains futurs de la firme.

Nous utilisons le modèle de Warfield et Wild (1992) pour étudier le caractère prévisible des résul-tats comptables selon les normes françaises et IFRS. Ce modèle examine l’association entre le rende-ment comptable de l’année courante et les rendements boursiers des deux années antérieures, ainsi que celui de l’année courante pour déterminer si les rendements boursiers reflètent la performance comptable avant sa publication. Les résultats montrent que les rendements comptables en IFRS ont un caractère prévisible supérieur aux rendements en normes françaises puisque les rendements bour-siers reflètent la performance comptable bien avant l’année de la publication du résultat comptable lorsque ce dernier est calculé conformément aux IFRS.

Notre étude contribue à la littérature en comparant le contenu informationnel individuel de plu-sieurs postes de bilan et des composantes du résultat selon les normes françaises et les IFRS et en exa-minant la capacité d’anticipation de l’information comptable selon chacun des ensembles de normes sur une fenêtre de douze ans. Nous nous appuyons ainsi sur les études, assez peu nombreuses, portant sur les conséquences de l’adoption obligatoire des IFRS. À notre connaissance, cette étude est la première à s’intéresser à l’effet global des normes IFRS sur les marchés boursiers français. En effet, la plupart des études antérieures conduites en France s’intéressent à l’impact d’une norme en parti-culier. En outre, en étudiant le cas français sur une longue période, nous montrons la pertinence et les effets de l’adoption obligatoire des normes IFRS. Cette étude contribue plus spécifiquement à la recherche comptable en mettant en évidence la qualité supérieure des normes IFRS sur les normes françaises pour les marchés boursiers. Ce résultat montre que le passage aux IFRS a eu un effet béné-fique sur la pertinence des états financiers publiés par les groupes français pour les marchés boursiers.

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Par ailleurs, le choix d’une étude portant sur une période longue nous permet de réduire les biais liés aux exercices exceptionnels de transition qui pourraient faire l’objet de manipulations. Enfin, notre étude peut s’avérer particulièrement intéressante pour les normalisateurs et les pays ayant une tradi-tion comptable fiscaliste qui hésiteraient à basculer vers les normes IFRS.

L’étude s’articule comme suit. La section 2 présente la revue de la littérature. Les propositions de recherche sont présentées dans la section 3. La méthodologie est décrite dans la section 4. Les résul-tats empiriques font l’objet de la section 4 alors que la section 6 tient lieu de conclusion.

1. Revue de la littératurePlusieurs études s’intéressent aux conséquences de l’adoption volontaire des IFRS. Il est toutefois difficile de s’appuyer sur les résultats de ces études pour anticiper les conséquences de l’adoption obligatoire des IFRS. D’une part, les entreprises qui adoptent volontairement les IFRS ne le feront que si les bénéfices anticipés de l’adoption excèdent son coût. D’autre part, l’adoption ne devrait nor-malement être considérée comme un signal par le marché que si elle résulte d’un choix (Daske et al. 2008). Nous nous concentrons ainsi sur les études, moins nombreuses, portant sur les conséquences de l’adoption obligatoire des IFRS.

Un premier groupe d’études s’intéresse à la valorisation des comptes de bilan et de résultat durant l’année de transition. Capkun et al. (2008) comparent le contenu informationnel du résultat et des capitaux propres selon les normes locales et IFRS pour un échantillon de 1 528 firmes européennes adoptant obligatoirement les IFRS. Ils décomposent le résultat et les capitaux propres de l’année d’adoption entre les valeurs selon les normes locales et les rectifications IFRS. L’analyse est basée sur la valeur de marché quatre mois après la date de transition, ainsi que quatre mois après la fin d’exer-cice 2005. Leurs résultats montrent que la rectification du résultat est valorisée au-delà du résultat présenté selon les normes locales, alors que la rectification des capitaux propres ne l’est pas. Horton et Serafeim (2010) trouvent un résultat similaire dans leur étude portant sur la valorisation des rectifica-tions du résultat et des capitaux propres en Grande-Bretagne lors du passage aux IFRS. Ils attribuent leurs résultats au fait que le résultat calculé selon les normes IFRS diffère considérablement du résul-tat calculé selon les normes locales, alors que les capitaux propres changent peu.

Un deuxième groupe d’étude utilise des études d’événement pour comprendre les conséquences de l’adoption obligatoire des IFRS sur les marchés boursiers. Landsman et al. (2009) examinent le contenu informationnel pour les marchés boursiers à l’annonce des résultats comptables suite à l’adoption des IFRS pour un échantillon de 16 pays ayant basculé aux IFRS et 11 pays ayant conservé leur référentiel comptable local. Les résultats montrent que le contenu informationnel, mesuré par la volatilité anormale des titres à l’annonce des résultats comptables, augmente dans les pays étant passés aux IFRS comparativement aux autres pays. Cela se confirme davantage pour les pays de droit codifié que les pays de droit commun, c’est-à-dire les pays scandinaves, l’Allemagne et la France. À partir d’une étude de 26 pays ayant adopté les IFRS, Daske et al. (2008) montrent que la liquidité des titres telle qu’exprimée par l’écart offre-demande s’est améliorée lors de l’adoption. Ce résultat s’observe davantage dans les pays où la réglementation financière est efficace. Enfin, Platikanova (2009) montre que l’écart offre-demande a diminué en France lors de la divulgation du retraitement

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du résultat suivant l’adoption des IFRS, alors qu’aucun effet n’est observé en Allemagne, en Suède et au Royaume-Uni.

Un troisième groupe d’études s’intéresse à l’impact de l’adoption des IFRS sur les pratiques de gestion des résultats. Les normes IFRS confèrent aux dirigeants d’entreprises une grande marge de manœuvre dans l’élaboration des états financiers. À cet effet, Christensen et al. (2009) montrent que l’adoption du référentiel IFRS n’est pas un gage de qualité des résultats publiés, surtout quand la firme n’a pas d’intérêt à adopter ce référentiel. Par ailleurs, l’orientation vers la juste valeur repose sur des estimations et prévisions qui émanent de la direction. Un niveau d’accruals anormaux supérieur selon le référentiel IFRS est ainsi attendu. L’étude de Kaserer et Klingler (2008) arrive à ce constat. L’approche de juste valeur préconisée dans les référentiels IFRS et US-GAAP laisse plus de marge de manœuvre aux directions d’entreprises pour gérer le résultat comptable. Enfin, Jeanjean et Stolowy (2008) comparent la qualité des résultats avant et après l’introduction des normes IFRS en Grande-Bretagne, en France et en Australie. Ils montrent que les normes IFRS n’ont pas réduit les pratiques de gestion du résultat, ces dernières semblant au contraire avoir augmenté en France.

En France, Lenormand et Touchais (2009) montrent que le passage des normes françaises aux IFRS se traduit par une augmentation importante du résultat et de la rentabilité financière et, dans une moindre mesure, des capitaux propres, même si la réalité économique de l’entreprise ne change pas. Les auteurs comparent le contenu informationnel du résultat et des capitaux propres par action selon les normes françaises et IFRS, en décomposant ces derniers entre les valeurs selon les normes françaises et le différentiel engendré par la première application des IFRS, tels que le font Horton et Serafeim (2010). Ils trouvent que l’information comptable en IFRS est davantage valorisée que celle en normes françaises pour un échantillon de 160 groupes français du SBF 250 pour l’exercice 2004.

Adoptant une approche plus ciblée, Disle et Janin (2007), Lenormand et Touchais (2008) et Boulerne et Sahut (2010) comparent le contenu informationnel des actifs incorporels selon les normes françaises et les IFRS. Le traitement des actifs incorporels, en particulier du goodwill, diffère sensiblement selon les normes françaises et les IFRS. Boulerne et Sahut (2010) montrent ainsi que la répartition des actifs incorporels au sein des postes du bilan évolue fortement à la suite de l’adoption des IFRS, même si leur valeur totale ne varie pas de façon importante (+4 %). Les résultats quant au contenu informationnel comparatif sont néanmoins contradictoires. D’une part, Disle et Janin (2007) concluent que la norme IFRS 3 n’améliore pas le contenu informationnel du goodwill pour un échantillon de groupes issus du SBF 250 de 2001 à 2005, et Lenormand et Touchais (2008) mon-trent une amélioration seulement partielle du contenu informationnel des actifs incorporels selon les IFRS pour 160 groupes appartenant au SBF 250 pour l’exercice 2004. D’autre part, Boulerne et Sahut (2010) mettent en évidence une plus grande pertinence, pour les marchés boursiers, des don-nées comptables concernant les actifs incorporels en IFRS par rapport aux normes françaises pour 120 firmes appartenant au SBF 250 pour l’exercice 2004.

Enfin, Cazavan-Jeny et Jeanjean (2009) et Cormier et al. (2009) s’intéressent aux choix d’exemp-tions optionnelles effectués par les entreprises françaises lors de la transition aux normes IFRS et leurs conséquences sur les marchés boursiers. Ils trouvent que les choix effectués sont tributaires du niveau d’endettement, de l’impact sur le rendement de l’actif, de la taille de la firme, de la cotation à une bourse étrangère, de la présence de blocs de contrôle et de stocks options, et du secteur d’activité. Cormier et al.

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(2009) trouvent également que l’impact des exemptions optionnelles sur les capitaux propres à la date de transition n’est valorisé que lorsqu’elles conduisent à la publication d’informations nouvelles.

La revue des études antérieures suggère que l’adoption des IFRS améliore le contenu informa-tionnel des états financiers pour les marchés boursiers lors de l’exercice de transition, du moins lorsque les différences entre les normes locales et les normes IFRS sont significatives. Toutefois, ces dernières ne permettent pas de déterminer si l’adoption obligatoire des IFRS améliore la pertinence et la capacité d’anticipation de l’information comptable pour les marchés boursiers à long terme, ou d’identifier les postes particuliers des états financiers au contenu informationnel supérieur. Notre étude contribue donc à la littérature en comparant le contenu informationnel individuel de plusieurs postes de bilan et des composantes du résultat selon les normes françaises et les IFRS et en exami-nant la capacité d’anticipation de l’information comptable selon chacun des ensembles de normes sur une fenêtre de douze ans.

2. Propositions de recherche

2.1. Valorisation comparative des postes du bilanNous concentrons notre analyse sur quatre postes du bilan susceptibles de présenter des différences notoires entre les normes françaises et les IFRS : 1) les immobilisations corporelles ; 2) les immobili-sations incorporelles ; 3) les actifs financiers ; 4) les passifs d’impôts différés2.

Immobilisations corporelles. Le passage aux normes IFRS apporte de nombreux changements à la comptabilisation des immobilisations corporelles, particulièrement en ce qui concerne l’amor-tissement et à la réévaluation. Les règles d’amortissement selon les normes françaises sont axées sur la fiscalité alors que selon les IFRS, il doit servir à refléter la dépréciation économique de l’actif au fil de son usage. Les charges d’amortissement sont ainsi généralement supérieures selon les normes françaises. Les normes IFRS permettent également la réévaluation des immobilisations corporelles à leur juste valeur. Ces dernières sont généralement positivement accueillies par les marchés boursiers (Barth et Clinch, 1998 ; Aboody et al. 1999). Néanmoins, selon Benabdellah et Teller (2006), les entreprises françaises sont peu nombreuses à les utiliser. En effet, les auteurs trouvent que seulement trois groupes du CAC 40 déclarent retenir l’option de la juste valeur pour les immobilisations corpo-relles lors de la transition aux IFRS.

Tant en raison des changements liés à l’amortissement que des réévaluations, l’adoption des IFRS devrait entraîner une augmentation de la valeur comptable des immobilisations corporelles, même si leur valeur économique reste la même. Ces observations sont confirmées par l’étude menée par Marchal et al. (2007) qui met en évidence une augmentation moyenne de 3 % de la valeur des immobilisations corporelles pour un échantillon de 597 groupes français. Dans un marché efficient, le multiple de valorisation devrait être inférieur selon le référentiel IFRS si le montant des immobili-sations corporelles présenté au bilan est supérieur à celui observé en normes françaises sans que leur valeur économique ne change. Comparativement aux normes françaises, selon les normes IFRS, la

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valeur comptable des immobilisations corporelles devrait davantage se rapprocher de la valeur de marché. Notre première proposition de recherche est donc :

Proposition 1 : La valeur comptable des immobilisations corporelles en IFRS a tendance à se rapprocher de la valeur de marché.

Immobilisations incorporelles. Le passage aux normes IFRS entraîne également de nombreux changements dans la comptabilisation des immobilisations incorporelles. Entre autres, il introduit une présentation séparée du goodwill et des autres actifs incorporels identifiables, l’arrêt de l’amor-tissement du goodwill et l’activation de certaines dépenses de développement. Tout comme pour les immobilisations corporelles, ceci signifie que l’adoption des normes IFRS devrait entraîner une augmentation de la valeur comptable des immobilisations incorporelles. Bessieux-Ollier et Walliser (2007) et Boulerne et Sahut (2010) comparent le montant et la nature des actifs incorporels selon les normes françaises et les IFRS. Leurs résultats confirment l’évolution à la hausse de la valeur des immobilisations incorporelles selon les normes IFRS. Boulerne et Sahut (2010) trouvent plus spéci-fiquement que le montant des immobilisations incorporelles augmente en moyenne de 4 % en IFRS par rapport aux normes françaises. Dans un marché efficient, le multiple de valorisation devrait être inférieur selon le référentiel IFRS si le montant des immobilisations incorporelles présenté au bilan est supérieur à celui observé en normes françaises sans que leur valeur économique ne change. Comparativement aux normes françaises, selon les normes IFRS, la valeur comptable des immo-bilisations incorporelles devrait davantage se rapprocher de la valeur de marché. Notre deuxième proposition de recherche est donc :

Proposition 2 : La valeur comptable des immobilisations incorporelles en IFRS a tendance à se rapprocher de la valeur de marché.

Actifs financiers. L’adoption des normes IFRS introduit un changement de mesure pour les actifs financiers. Alors que ces derniers sont mesurés à la valeur la plus faible du coût historique et de la juste valeur marchande selon les normes françaises, la norme IAS 39 exige généralement qu’ils soient mesurés à leur juste valeur3. Les plus (moins) values dues à un changement dans la juste valeur d’un actif ou passif financier acquis dans une optique de générer un rendement à court terme (held for trading) doivent être constatées dans l’exercice courant. Les plus (moins) values sur actifs financiers destinés à être cédés sont comptabilisées dans les capitaux propres jusqu’à la vente ou la constatation d’une perte de valeur. Les recherches consacrées à la comptabilité en juste valeur visent à déterminer si les données comptables évaluées selon ce modèle conduisent à une valorisation des entreprises conforme à leur évaluation boursière (Dumontier et Raffournier, 2005). Les études sur la pertinence de l’utilisation de la juste valeur pour l’évaluation des actifs financiers ne sont pas unanimes sur les retombées effectives de la méthode (e.g. Eccher et al. 1996 ; Khurana et Kim, 2003 ; Barth et Clinch, 1998). Toutefois, Landsman (2007) mène une revue de la littérature sur les travaux consacrés à la pertinence et à la fiabilité de la comptabilité en juste valeur. Il conclut que l’usage (constatation et/ou publication) de la juste valeur possède une dimension informative incontestable pour les investis-seurs, dans la mesure où l’on tient compte des risques d’erreur de mesure et d’estimations. Nous anti-cipons ainsi que le passage aux normes IFRS facilitera la capacité des investisseurs français à évaluer les actifs financiers à leur juste valeur. Notre troisième proposition de recherche est donc :

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Proposition 3 : La valeur comptable des actifs financiers en IFRS a tendance à se rapprocher de la valeur de marché.

Passifs d’impôts différés. La norme IAS 12 prévoit la comptabilisation de passifs ou d’actifs d’impôts différés lorsque la valeur comptable d’un actif ou d’un passif diffère de sa valeur fiscale. Comme la comptabilité était alignée sur la fiscalité en France, le passage aux normes IFRS introduit des différences significatives dans la manière de comptabiliser les impôts différés, et surtout, dans les montants présentés dans les états financiers. De nouvelles différences entre les valeurs comp-tables et les valeurs fiscales peuvent notamment être anticipées pour les immobilisations corporelles (charge d’amortissement comptable maintenant inférieure à l’amortissement fiscal), les immobilisa-tions incorporelles (constatation de la juste valeur des composantes du goodwill acquis) et les actifs financiers (constatation d’une plus-value latente) (Casta et Ramon, 2009). Ces différences engen-drent une imposition future qui doit être constatée sous forme de passif d’impôts différés. Comme le solde d’impôts différés selon les normes IFRS représente mieux la réalité économique, c’est-à-dire les impôts qui deviendront éventuellement exigibles, dans un marché efficient, les investisseurs devraient tenir compte du fait que le passif d’impôts différés était sous-évalué selon le référentiel français. Si tel est le cas, nous anticipons un multiple de valorisation se rapprochant de l’unité selon les normes IFRS. Notre quatrième proposition de recherche est donc :

Proposition 4 : La valeur comptable des passifs d’ impôts différés en IFRS a tendance à se rapprocher de la valeur de marché.

2.2. Valorisation des composantes du résultatSelon Jeanjean et Stolowy (2008), les pratiques de gestion du résultat semblent avoir augmenté en France à la suite de l’adoption des normes IFRS. Les recherches antérieures sur la valorisation des accruals anormaux soutiennent deux points de vue : 1) les accruals anormaux renseignent les mar-chés boursiers à propos des perspectives de gains futurs de la firme (Sloan, 1996 ; Dechow, 1994 ; Subramanyam, 1996) ; ou 2) les accruals anormaux sont une distorsion opportuniste du résultat sans contenu informationnel qui est valorisée (n’est pas valorisée) par un marché inefficient (efficient) (Teoh and Rao, 1998 ; Balsam et al. 2002). Toutefois, selon Pincus et al. (2007), l’anomalie des accruals (« accrual anomaly ») est moins importante dans les pays de droit écrits, tel que la France, que dans les pays de droit coutumier. Dans ces pays, l’anomalie des accruals s’observe dans la mesure où les accruals anormaux ont tendance à être valorisés à court terme et être suivis par des rendements anormaux négatifs si les accruals ont été produits par opportunisme (Soares et Stark, 2009). Il n’est pas facile d’anticiper l’impact des IFRS en France sur l’anomalie des accruals et sur leur valorisation boursière. Étant donné que le sens de la différence entre les normes françaises et les IFRS dans la valorisation boursière des accruals anormaux est ambigu, et que notre étude ne porte pas en tant que tel sur l’anomalie des accruals, nous ne faisons aucune prédiction.

Notre cinquième proposition de recherche est donc :

Proposition 5 : La valorisation par les marchés boursiers des accruals anormaux en IFRS diffère par rapport aux normes françaises.

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2.3. Anticipation du résultat comptable par les marchés boursiersSi les éléments du compte de résultat ont une capacité prédictive, ils seront anticipés par les marchés boursiers bien avant la publication du rapport annuel. Nous postulons que les états financiers selon les normes IFRS ont une capacité d’anticipation plus élevée qu’en normes françaises. Contrairement aux normes locales, le cadre conceptuel de l’IASB met l’accent sur la pertinence de l’information financière en tant qu’outil de prévision des flux de trésorerie futurs d’une entreprise. Cette orientation vers le futur, le recours à des hypothèses et à des modèles de plus en plus sophistiqués, l’adoption de normes basées sur la juste valeur et des exigences de divulgation accrues découle directement de la philosophie sous-jacente au cadre conceptuel du référentiel de l’IASB. Cette orientation vers la perti-nence boursière vise à assurer que les états financiers reflètent la performance et la situation financière des entreprises. Si tel est le cas, les rendements boursiers devraient refléter la performance comptable en normes IFRS avant l’année de la publication du résultat comptable et plus rapidement que celle selon les normes françaises. Ainsi, nous postulons que les états financiers selon les normes IFRS ont un caractère prévisible plus élevé qu’en normes françaises, car ils devraient davantage refléter la réalité économique, et cela, malgré le fait que les normes IFRS laissent plus de place à la gestion des résultats.

Notre sixième proposition de recherche est donc :

Proposition 6 : Les résultats comptables en IFRS ont un caractère prévisible supérieur aux résultats en normes françaises.

3. Méthodologie

3.1. ÉchantillonL’échantillon initial est établi sur la base des 217 firmes non financières appartenant à l’indice bour-sier français SBF 250 pour les années 1997 à 2008. L’échantillon est sélectionné à la fin de l’année 2008. Les firmes appartiennent à neuf secteurs d’activité différents. L’échantillon initial compte 2 604 observations (217 firmes x 12 ans). Nous enlevons cinq groupes qui utilisaient déjà les normes IFRS ou US GAAP avant 2005 et 407 observations pour lesquelles la cote boursière n’est pas disponible puisqu’elles ont été introduites en bourse après 1997. Diverses données manquantes nous amènent à un échantillon final de 2 040 observations pour le modèle de valorisation comparative des postes du bilan. Nous enlevons l’année 2008 (212 observations) pour les analyses de valorisation des com-posantes du résultat et d’anticipation du résultat comptable. Comme le calcul des accruals se fonde sur le flux de trésorerie de l’année précédente, nous retirons une année d’observations additionnelle pour le modèle de valorisation des composantes du résultat, pour un échantillon final de 1 657 obser-vations. Enfin, le calcul des rendements boursiers nous fait perdre 544 observations additionnelles (écart de 304 observations entre le rendement au temps t et le rendement au temps t–2, 173 données manquantes pour le rendement de 1997, 67 autres données manquantes), pour un échantillon final de 1 381 observations pour le modèle d’anticipation. Les données proviennent de la base de données Compustat. Le tableau 1 montre le détail de l’échantillon4.

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Tableau 1Description de l’échantillon

Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3

Échantillon de départ 2 604 2 604 2 604

Groupes introduits après 1997 –407 –407 –407

Firmes utilisant les IFRS ou US GAAP avant 2005 –60 –60 –60

Données manquantes – Flux de trésorerie t–1 – –176 –

Données manquantes – Rendement t, t–1 et t–2 – –477

Autres données manquantes –97 –92 –67

Année 2008 –212 –212

Échantillon fi nal 2 040 1 657 1 381

3.2. Valorisation comparative des postes du bilanL’équation comptable fondamentale sert de base à plusieurs modèles de valorisation boursière (Feltham et Ohlson, 1995 ; Amir et Lev, 1996 ; Collins et al. 1999). Conformément aux études exis-tantes, notre premier modèle empirique se présente comme suit :

(1) Valeur boursière =

β0 +

β

1 Capitaux propres ajustés (Capitaux propres – Immobilisations corporelles –

Immobilisations incorporelles – Actifs financiers + Passif d’impôts différés) it + β

2 Capitaux

propres ajustés*IFRS it + β

3 Immobilisations corporelles

it + β

4 Immobilisations incorporelles

it

+ β5 Actifs financiers

it + β

6 Passif d’impôts différés

it + β

7 Résultat résiduel

it + β

8 Immobilisations

corporelles*IFRS it + β

9 Immobilisations incorporelles*IFRS

it + β

10 Actifs financiers*IFRS

it + β

11

Passif d’impôts différés*IFRS it + β

12 Résultat résiduel*IFRS

it + β

13 IFRS + ε

Toutes les variables sont mesurées en date de fin d’exercice et normalisées par le nombre d’actions en circulation en fin de période. Notre objectif étant de déterminer si le marché valorise différemment certains postes du bilan selon les normes françaises et les normes IFRS, nous isolons des capitaux propres les quatre postes d’intérêt (c’est-à-dire les immobilisations corporelles, les immobilisations incorporelles, les actifs financiers et le passif d’impôts différés) et ajoutons un terme d’interaction entre ces derniers et une variable binaire prenant la valeur 1 lorsque les normes IFRS sont utilisées.

Nos quatre premières propositions de recherche prédisent que les valeurs comptables auront ten-dance à se rapprocher des valeurs de marché selon IFRS. Si tel est le cas, la somme des coefficients β

3 et β

8, β

4 et β

9, β

5 et β

10, β

6 et β

11 auront tendance à s’approcher de l’unité. Nous ne différencions

pas les composantes des immobilisations incorporelles, car Boulerne et Sahut (2010) trouvent que les

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investisseurs ne font pas de distinction entre le goodwill et les autres immobilisations incorporelles dans leur évaluation de la pertinence des actifs incorporels.

Conformément aux études antérieures, nous calculons un résultat résiduel et anticipons une rela-tion positive avec la cote boursière. Le résultat résiduel est calculé en appliquant un taux fixe de 8 % aux capitaux propres de toutes les firmes de l’échantillon5. Cette approche a été utilisée Bernard (1995) et Ball et al. (2000), entre autres.

3.3. Valorisation des composantes du résultatNotre deuxième modèle se présente comme suit :

(2) Valeur boursière =

β0 + β

1 Fonds propres

it + β

2 Fonds propres*IFRS

it + β

3 Flux de trésorerie d’exploitation

it + β

4

Accruals normaux it + β

5 Accruals anormaux

it + β

6 Accruals normaux*IFRS

it + β

7 Accruals

anormaux*IFRS it + β

8 IFRS

it + ε

Toutes les variables sont mesurées en date de fin d’exercice et tour à tour normalisées par le nombre d’actions en circulation en fin de période et l’actif en début de période. Notre objectif étant de déterminer si le marché boursier valorise différemment les composantes du résultat, et plus par-ticulièrement les accruals anormaux, nous subdivisons le résultat en trois composantes : les flux de trésorerie d’exploitation ; les accruals normaux ; et les accruals anormaux. Nous ajoutons ensuite un terme d’interaction entre ces dernières et une variable binaire prenant la valeur de 1 lorsque les normes IFRS sont utilisées. Nous ne faisons aucune prédiction de signe par rapport au coefficient β

7.

Nous mesurons la gestion des résultats à partir des accruals expliquant la différence entre le résultat net et le flux de trésorerie d’exploitation. Selon Hribar et Collins (2002), cette façon de mesurer les accruals est préférable à l’approche fondée sur le bilan, laquelle peut créer un biais systématique dans l’estimation de la portion anormale des accruals. Les auteurs montrent que l’estimation des accruals est systématique-ment biaisée en présence d’opérations de fusions et acquisitions pour l’échantillon d’estimation. Pour une firme i et une période t donnée, les accruals normaux sont calculés de la manière suivante :

Accruals it = α

1 ΔCA

it + α

2 FTE

it–1 + α

3 IMMO

it + ε

it

De la littérature antérieure trois variables clés ressortent comme déterminants des accruals nor-maux : (1) la performance captée par le chiffre d’affaires, (2) les immobilisations, (3) le flux de tré-sorerie d’exploitation antérieur (e.g. Dechow et al. 1995 ; Dechow and Dichev, 2002) ou les accruals antérieurs (Beneish, 1997 ; DeFond et Park, 1997, 2001). L’équation précédente indique que le mon-tant des accruals est fonction de la variation du chiffre d’affaires (CA), du flux de trésorerie généré par l’exploitation en t–1 (FTE

it–1) et des immobilisations corporelles brutes en t (IMMO

it). En continuité

avec l’équation comptable fondamentale, Dechow (1994) propose de considérer le flux de trésorerie d’exploitation comme un fac teur déterminant le niveau d’accruals non discrétionnaires. La pertinence de cette variable se justifie par la corréla tion négative très forte observée entre le flux de trésorerie d’exploitation d’une période et le niveau d’accruals de la période suivante. Dans la mesure où une

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portion importante du niveau des accruals semble prédéterminée par le flux de trésorerie d’exploi-tation de l’exercice précédent, il est logique de penser qu’il s’agit d’une portion non discrétionnaire.

Le modèle d’accruals anormaux est estimé par une régression temporelle de coupe instantanée au sens des moindres carrés sur une période de 12 ans pour chacun des 9 secteurs d’activité (1997-2008). Comme le modèle d’estimation utilise le flux de trésorerie de l’année antérieure, cela nous laisse 11 années d’observations. Le nombre d’observations par secteur d’activité varie de 25 pour le secteur des télécommunications à 639 pour le secteur industriel. Le total d’observations années pour les accruals normaux est de 1 936. Pour les régressions normalisées par le nombre d’actions en circulation, les R-carrés ajustés des modèles d’accruals normaux varient de 12,4 % à 84,5 %. Pour les régressions normalisées par l’actif en t–1, les R-carrés ajustés varient de 8,4 % à 50,1 % en fonction des différents secteurs d’activité.

Les neuf secteurs d’activités sont les suivants : matières premières ; consommation discrétionnaire ; consommation de produits de base ; santé ; énergie ; industriel ; technologie de l’information ; télé-communications ; services publics. Les résultats ne sont pas affectés lorsque nous estimons les accruals sans les secteurs des télécommunications (18 observations-années) et des services publics (30 observa-tions-années) pour lesquels il y a peu d’observations.

3.4. Anticipation du résultat comptable par les marchés boursiersEn accord avec l’étude de Warfield et Wild (1992), le modèle suivant est utilisé pour comparer la capacité d’anticipation du résultat comptable par les marchés boursiers :

(3) Rendement des fonds propres =

β0

+ β1 Rendement boursier

it + β

2 Rendement boursier

it–1 + β

3 Rendement

boursier it–2

+ β4 Rendement boursier*IFRS

it + β

5 Rendement boursier*IFRS

it–1 +

β6 Rendement boursier*IFRS

it–2 + β

7 IFRS + ε

Les variables sont mesurées en date de fin d’exercice. Le rendement boursier est calculé comme suit : [(Prix fin d’exercice – Prix début d’exercice + Dividende) / Prix début d’exercice]. Notre sixième proposition de recherche prédit une capacité d’anticipation supérieure à la suite de l’adoption des IFRS. Si tel est le cas, les coefficients β

5 et/ou

β

6 seront positifs

et significatifs.

3.5. Méthodes statistiquesComme nous utilisons des données de panels, les problèmes d’hétéroscédasticité et d’autocorrélation peuvent se poser. Le test de Breusch-Pagan/Cook-Weisberg montre la présence d’hétéroscédasticité pour nos trois modèles. La structure des erreurs parmi les panels est donc présumée hétéroscédastique. À cet effet, nous estimons les régressions par la méthode des moindres carrés généralisés faisables selon la méthode aléatoire. Le test de Hausman permet de choisir entre la méthode à effets fixes ou aléatoires. Quand le test n’est pas significatif (tel que dans le cas présent), la méthode aléatoire est de mise. Nous utilisons la méthode à effets aléatoires GLS faisable (régression GLS avec des termes d’erreurs corrélés), car cette technique permet l’estimation des paramètres en présence d’autocorrélation dans les panels et

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la corrélation et/ou hétéroscédasticité entre les panels. En outre, afin de nous assurer que la présence d’observations aberrantes ne biaise pas nos résultats, nous enlevons des analyses les observations dont les résidus standardisés excèdent deux (Anderson et al. 2009). Le logiciel statistique utilisé est STATA.

4. Résultats

4.1. Valorisation comparative des postes du bilan

4.1.1. STATISTIQUES DESCRIPTIVES

Les résultats présentés aux tableaux 2 et 3 montrent que, conformément à nos attentes, les immobili-sations corporelles, les immobilisations incorporelles, les actifs financiers, le passif d’impôts différés et le résultat résiduel sont plus élevés selon IFRS. Sauf pour les immobilisations incorporelles, leur corrélation avec la valeur boursière est également plus élevée selon IFRS.

Tableau 2Statistiques descriptives (en € par action)

Min. Max. Moyenne Médiane Écart type

Normes françaises (N : 1,281)

Fonds propres –15,39 962,96 19,64 10,66 45,33

Immobilisations corporelles 0 249,80 14,44 5,35 24,61

Immobilisations incorporelles 0 528,35 11,83 4,19 28,61

Actifs fi nanciers 0 167,63 3,59 0,42 13,59

Passif d’impôts différés –0,10 29,97 0,58 0,02 1,62

Résultat résiduelRendement boursier

–62,03–0,97

39,012,89

0,250,17

0,310,09

4,470,53

IFRS (N : 759)

Fonds propres –7,82 650,62 26,76 15,30 50,52

Immobilisations corporelles 0 450,57 18,04 6,31 35,13

Immobilisations incorporelles 0 233,64 17,21 8,66 30,14

Actifs fi nanciers 0 761,89 5,01 0,31 41,47

Passifs d’impôts différés 0 44,81 2,17 0,58 4,68

Résultat résiduelRendement boursier

–34,10–0,75

33,212,58

0,730,22

0,700,18

4,130,37

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Tableau 3Corrélations / Cours boursiers

Normes françaises IFRS

Fonds propres ajustésImmobilisations corporelles

0.80***0,49***

0.71***0,73***

Immobilisations incorporelles 0,45*** 0,42***

Actifs fi nanciers 0,27*** 0,31***

Passif d’impôts différés 0,15** 0,60***

Résultat résiduel 0,26*** 0,45***

*Significatif au seuil de 1 %**Significatif au seuil de 5 %

4.1.2. ANALYSES MULTIVARIÉES

Le tableau 4 présente les résultats de la régression temporelle de coupe instantanée au sens des moindres carrés généralisés faisables. Notre première proposition de recherche n’est pas confirmée puisque le coefficient pour le terme d’interaction Immobilisations corporelles*IFRS n’est pas significa-tif (–0,08 ; p < 0,123). Ce résultat indique que les immobilisations corporelles sont valorisées dans la même proportion en normes françaises et IFRS, malgré les changements introduits par les normes IFRS. Il est possible que ceci soit dû au fait que l’augmentation de la valeur des immobilisations cor-porelles (3 % dans l’étude de Marchal et al. 2007) est somme toute marginale. Notre deuxième pro-position de recherche est validée car les immobilisations incorporelles montrent un multiple inférieur selon IFRS (–0,24 ; p < 0,000). Il apparaît par ailleurs que la valeur des immobilisations incorporelles se rapproche davantage de la juste valeur selon IFRS car la somme des coefficients Immobilisations incorporelles et Immobilisations incorporelles*IFRS s’approche de l’unité.

Nos résultats semblent indiquer qu’un euro d’actifs financiers comptabilisé en normes françaises est valorisé à 0,86 € alors que comptabilisé en normes IFRS, il est valorisé à 0,74 € (coefficient de la variable Actifs financiers 0,86 ; p < 0,000 et Actifs financiers*IFRS –0,12 ; p < 0,091). Dans la mesure où la moyenne des actifs financiers est passée de 3,59 euros en normes françaises à 5,01 € en IFRS (augmentation de 39 %), il est normal dans un marché efficient d’observer un signe d’interaction négatif. Ce résultat signifierait que les marchés boursiers français sont en mesure d’estimer la valeur des actifs financiers, peu importe qu’ils soient comptabilisés au coût historique ou à la juste valeur. Par contre, il est surprenant de constater que l’on s’éloigne de l’unité à la suite du passage aux IFRS, ce qui pourrait se traduire par une baisse de pertinence des actifs financiers à la suite du passage aux IFRS. Ce résultat est à interpréter avec prudence d’autant plus que le coefficient de la variable Actifs financiers*IFRS est significatif à la marge (0,091).

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Par ailleurs, en accord avec notre quatrième proposition de recherche, le multiple de valorisation du solde de passif d’impôts différés est inférieur selon IFRS en comparaison avec les normes fran-çaises et la somme des deux coefficients se rapproche de l’unité (–1,51 + 0,78 = –0,73 comparé à –1,51). Il ressort de ce résultat que le marché boursier français selon les normes locales appliquait un multiple aux impôts deux fois plus élevé que selon IFRS. Le marché était donc en position de détecter une sous-évaluation en la matière. Par ailleurs, selon le référentiel IFRS, en général, les coefficients des comptes du bilan ont plus tendance à se rapprocher de 1 qu’avec les normes françaises. Un coef-ficient de 1 signifie que la valeur comptable d’un compte du bilan correspond à sa valeur boursière.

Globalement, nos résultats convergent avec l’étude de Capkun et al. (2008) portant sur échan-tillon de firmes européennes et celle de Horton et Serafeim (2010) portant sur un échantillon de firmes britanniques qui trouvent que la rectification des fonds propres lors de la conversion aux IFRS est valorisée par les marchés boursiers. En France, notre étude fait ressortir que les éléments du bilan en IFRS sont valorisés et ont tendance à se rapprocher des valeurs boursières.

Il ressort également du tableau 4 que dans l’équation comptable fondamentale, les résultats (résul-tats résiduels) sont davantage valorisés en IFRS (0,87 + 3,72 = 4,59) qu’en normes françaises (0,87), et ce, même si les résultats résiduels sont supérieurs selon IFRS (moyenne de 0,73 € comparé à 0,25 €). Les résultats demeurent relativement similaires quand nous modifions le taux d’intérêt (en utili-sant un taux de 6 % ou 10 %). Ce résultat est cohérent avec l’étude de Cormier et al. (2001) fondée sur une comparaison France, Suisse et États-Unis qui montre que l’association entre les résultats comptables et les rendements boursiers est plus faible en France en comparaison aux États-Unis et même la Suisse (R2 de 3,3 % pour la France, 4,3 % pour la Suisse et 28,2 % pour les États-Unis). Les études antérieures montrent que la pertinence du résultat comptable en normes françaises pour le marché boursier est plutôt faible en comparaison aux pays anglo-saxons.

À titre d’analyse de sensibilité, nous réestimons le modèle de régression en enlevant l’année 2008. L’année 2008 a connu de lourdes pertes boursières (médiane de –44 % de rendement), ce qui contraste avec les autres années post IFRS. Les résultats (non présentés) demeurent quasi similaires en excluant l’année 2008 des analyses pour la valorisation comparative des éléments du bilan.

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Tableau 4Régression temporelle de coupe instantanée au sens des moindres carrés

généralisés faisables – Valorisation comparative des postes du bilan

Variable expliquée : Cours boursier Signe prévu Coeffi cient Valeur p*

Variables explicatives**

Fonds propres ajustés + 1,07 0,000

Fonds propres ajustés*IFRS +/- –0.05 0,289

Immobilisations corporelles + 0,98 0,000

Immobilisations incorporelles + 1,37 0,000

Actifs fi nanciers + 0,86 0,000

Passif d’impôts différés - –1,51 0,000

Immobilisations corporelles*IFRS +/- –0,08 0,123

Immobilisations incorporelles*IFRS +/- –0,24 0,000

Actifs fi nanciers*IFRS +/- –0,12 0,091

Passif d’impôts différés*IFRS +/- 0,78 0,069

Résultat résiduel + 0,87 0,000

Résultat résiduel *IFRS + 3,72 0,000

Années IFRS ? 2,36 0,001

N= 2 016 (24 observations aberrantes)Test de Wald 5 158 (0,000)Test de Hausman (effets aléatoires) 7,05 (0,899)

*Test unidirectionnel s’il y a prédiction de signe, bidirectionnel autrement.**Normalisées par le nombre d’actions.

4.2. Valorisation des éléments du compte de résultat


Il ressort des résultats présentés au tableau 5 que la période suivant l’adoption des IFRS (2005-2008) est plus prospère sur le plan économique que la période pré IFRS (1997-2004). La moyenne des résul-tats comptables est deux fois supérieure, passant de 1,33 € par action à 2,66 € par action (0,03 de l’ac-tif total comparé à 0,05). Nous observons un niveau d’accruals anormaux supérieur selon IFRS com-parativement aux normes françaises (0,24 € par action comparé à –0,16 € et 0,002 comparé à –0,005

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de l’actif total). Ces résultats confirment ceux de Jeanjean et Stolowy (2008) et de Christensen et al. (2009). Le fait que l’amortissement des écarts d’acquisition ne soit pas permis selon IFRS est certes un élément qui réduit le niveau d’accruals normaux. Par contre, d’autres éléments tels que la charge de retraite sont susceptibles d’augmenter le niveau d’accruals normaux selon IFRS. En terme brut, nous observons une augmentation des accruals normaux selon IFRS (–3,24 € par action comparé à –1,94 € par action). Toutefois, par rapport à l’actif total, aucune différence n’est observée (–0,04 de l’actif selon les deux référentiels).

À titre d’analyse de sensibilité, nous réestimons les accruals anormaux selon le modèle de Kothari et al. (2005). Les auteurs prétendent que le fait d’ajouter la rentabilité comptable au modèle de Jones réduit l’erreur d’estimation. Le modèle d’accruals normaux est estimé par l’équation suivante (variables normalisées par le nombre d’actions en circulation) :

Accruals it = α

1 ΔCA

it + α

2 Résultat net

it–1 + α

3 IMMO

it + ε

it

Tableau 5Statistiques descriptives – Composantes du compte de résultat

En € par action Min. Max. Moyenne Médiane Écart type

Normes françaises

Flux de trésorerie d’exploitation –20,73 76,44 3,43 2,37 4,49

Accruals normaux –36,26 3,14 –1,94 –1,25 2,31

Accruals anormaux –7,98 3,35 –0.16 0,05 1,04

Résultat net –23,73 36,94 1,33 1,10 2,71

IFRS



Accruals anormaux –8,91 9,48 0,24 0,24 1,53

Résultat net –14,45 29,59 2,66 1,93 3,66

En pourcentage de l’actif total t–1 Min. Max. Moyenne Médiane Écart type

Normes françaises



Accruals anormaux –0,29 0,03 –0,005 0,001 0,03

Résultat net –3,95 0,33 0,03 0,03 0,15

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En € par action Min. Max. Moyenne Médiane Écart type

IFRS



Accruals anormaux –0,35 0,03 0,002 0,01 0,03

Résultat net –0,68 0,34 0,05 0,04 0,07

Les résultats (non présentés) sont très peu modifiés par la substitution du modèle de Kothari et al. (2005) au modèle de Jones (1991) incluant les flux de trésorerie d’exploitation en t–1 (Dechow et al. 1995). Les accruals anormaux selon les normes françaises passent de –0,16 € par action à –0,17 € par action selon le modèle de Kothari et al. (2005). Selon les normes IFRS, les accruals anormaux passent de –0,24 € par action à –0,23 € par action.


Au panel A du tableau 6, nous présentons les résultats de la régression de valorisation comparative des composantes du résultat normalisés par le nombre d’actions en fin de période. Selon le référentiel français, tant les accruals normaux qu’anormaux sont valorisés par les marchés boursiers. Les accruals normaux semblent valorisés dans la même proportion selon IFRS et les normes françaises alors que nous observons l’inverse pour les accruals anormaux. En effet, le coefficient pour le terme d’inte-raction Accruals normaux*IFRS est négatif et non significatif (0,35 ; p < 0,504) alors que le coeffi-cient pour le terme d’interaction Accruals anormaux*IFRS est positif et significatif (1,51 ; p < 0,009). Ces résultats, pourraient signifier que la gestion du résultat selon les IFRS renseigne les marchés boursiers à propos des perspectives de gains futurs de la firme. Au panel B, nous présentons les résul-tats de la régression en estimant les accruals en normalisant les variables par l’actif en t–1. Les résultats sont similaires.

Enfin, les résultats ne sont pas différents lorsque nous estimons les accruals sans les secteurs des télécommunications (18 observations-années) et des services publics (30 observations-années) pour lesquels il y a peu d’observations.

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généralisés faisables – Valorisation des composantes du résultat (sans l’année 2008)

Signe prévu Coeffi cient Valeur p*

Panel A – Variable expliquée : Cours boursierVariables explicatives**

Fonds propres + 0,91 0,000

Fonds propres*IFRS +/– 0,36 0,000

Flux de trésorerie d’exploitation + 2,98 0,000

Accruals normaux + 3,10 0,000

Accruals anormaux + 2,68 0,000

Accruals normaux*IFRS +/ – 0,35 0,504

Accruals anormaux*IFRS +/– 1,51 0,009

Année IFRS +/– 4,25 0,000

N= 1 629 (28 observations aberrantes)Test de Wald 3 394 (0,000)Test de Hausman (effets aléatoires) 9,62 (0,292)

Panel B – Variable expliquée : Cours boursierVariables explicatives***

Fonds propres + 0,05 0,000

Fonds propres*IFRS +/- –0,01 0,784

Flux de trésorerie d’exploitation + 5,93 0,000

Accruals normaux + 5,14 0,000

Accruals anormaux + 3,26 0,000

Accruals normaux*IFRS +/- –1,27 0,308

Accruals anormaux*IFRS +/- 1,81 0,062

Année IFRS +/- 0,03 0,536

N= 1 627 (30 observations aberrantes)Test de Wald = 771 (0,000)Test de Hausman(effets aléatoires) 11,05 (0,198)

* Test unidirectionnel s’il y a prédiction de signe, bidirectionnel autrement.** Normalisées par le nombre d’actions***Normalisées par l’actif en t–1

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4.3. Anticipation du résultat comptable par les marchés boursiers


L’analyse de corrélation présentée au tableau 7 montre que le rendement des fonds propres est davan-tage anticipé selon IFRS puisque le rendement boursier de t–2 est corrélé au rendement comptable de l’année t (0,104) alors que selon les normes françaises, seuls les rendements boursiers de l’année cou-rante (0,220) et de l’année précédente (0,204) sont corrélés avec le rendement comptable. Les comptes en IFRS semblent donc montrer un caractère prévisible supérieur aux comptes en normes françaises, conformément à notre sixième proposition de recherche.

Tableau 7Corrélations – Anticipation des résultats par les marchés boursiers

(normalisés par les fonds propres)

Normes françaises IFRS

Rendement boursier t 0,220* 0,232*

Rendement boursier t–1 0,204* 0,203*

Rendement boursier t–2 0,029 0,104*

*Significatif au seuil de 10 %


Les résultats de la régression présentés au tableau 8 confirment le constat selon lequel les résul-tats comptables semblent être plus prévisibles selon le référentiel IFRS que selon les normes locales. En effet, les rendements boursiers antérieurs (de l’année t–2) selon IFRS semblent prédire la perfor-mance future de la firme établie selon IFRS dans une plus grande mesure que la performance établie selon la réglementation française. Évidemment, les résultats sont à nuancer dans la mesure où ils ne concernent qu’une suite de trois années d’observations pour les années IFRS.

Le modèle des moindres carrés généralisés tient compte de la présence d’hétéroscédasticité et de l’autocorrélation contemporaine. Toutefois, l’autocorrélation temporelle peut toujours constituer un problème. À titre d’analyse de sensibilité, nous ajoutons au modèle de régression le rendement des fonds propres de l’année précédente. Les résultats (non présentés) demeurent quasi similaires à ceux présentés au tableau 8. Cette analyse conforte nos résultats.

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généralisés faisablesAnticipation des résultats par les marchés boursiers

(rendement des fonds propres pour l’année t)

Variable expliquéeRendement des fonds

propres pourl’année t

Variables explicatives

Signe prévu

Ensemble des variables

Normes françaises

IFRS

Rendement boursier t + ***0,044 ***0.056

Rendement boursier t–1 + ***0,040 ***0.054

Rendement boursier t–2 + 0,001 0.001

Rendement boursier t*IFRS +/– –0,005 ***0.049

Rendement boursier t–1*IFRS +/– –0,002 ***0.041

Rendement boursier t–2*IFRS +/– ***0,024 ***0.022

Année IFRS +/– ***0,015

NTest de WaldObservations aberrantesTest de Hausman (effets aléatoires)

1 373292,4 (0,00)

87,30 (0.398)

856229,1 (0.00)

7

517124,1 (0.00)

1

*: p < 0.10 ; ** : p < 0.05 ; ***: p < 0.01. Unidirectionnel s’il y a prédiction de signe, bidirectionnel autrement.

ConclusionCette étude tente de répondre aux deux questions de recherche suivantes : (1) Le passage aux normes IFRS a-t-il entraîné une plus grande association entre les valeurs comptables et les valeurs boursières pour les comptes du bilan et du résultat des groupes français ? (2) Les résultats comptables en IFRS ont-ils un caractère prévisible supérieur aux résultats en normes françaises ?

Les résultats montrent, qu’en général, il y a une plus grande association entre la valeur comptable et la valeur de marché des comptes du bilan en IFRS. La valorisation par les marchés boursiers a ten-dance à se rapprocher de l’unité selon IFRS. En outre, les accruals anormaux sont davantage valorisés en IFRS qu’en normes françaises. Ce résultat supporte davantage l’hypothèse du signal de perspec-tives de gains futurs que celle de l’opportunisme du dirigeant. Enfin, les rendements comptables en IFRS ont un caractère prévisible supérieur aux rendements comptables aux comptes en normes françaises puisque les rendements boursiers reflètent la performance comptable bien avant l’année de la publication du résultat comptable.

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Le cadre conceptuel de l’IASB met l’accent sur la pertinence de l’information financière en tant qu’outil de prévision des flux de trésorerie futurs d’une entreprise. L’orientation vers le futur, le recours à des hypothèses et à des modèles de plus en plus sophistiqués et l’adoption de normes basées sur la juste valeur découlent directement de la philosophie sous-jacente au cadre conceptuel du référentiel IASB. Cette orientation vers la pertinence boursière vise à assurer que les états financiers reflètent la performance et la situation financière des entreprises. Les résultats de la présente étude tendent à démontrer que l’information financière issue des normes IFRS est plus pertinente pour les mar-chés boursiers que celle issue des normes françaises au-delà de la période de transition. Ces résultats tendent donc à justifier la décision de l’Union européenne d’imposer l’adoption des normes IFRS à toutes les entreprises européennes.

Toutefois, comme plusieurs études récentes l’ont montré, le référentiel IFRS confère aux diri-geants d’entreprises une grande marge de manœuvre dans l’élaboration des états financiers (Jeanjean et Stolowy, 2008 ; Christensen et al. 2009). En effet, l’orientation vers la juste valeur préconisée par les IFRS repose sur des estimations et prévisions qui émanent de la direction. Cela entraîne une plus grande volatilité dans les résultats publiés par les entreprises, ce qui n’est pas sans conséquence pour les analystes financiers et les investisseurs.

Les résultats de l’étude doivent être interprétés avec prudence, car, comme pour toutes les études portant sur la gestion des résultats, la mesure des accruals anormaux est sujette à des erreurs d’estima-tion. Toutefois, nous croyons que le fait de procéder à des estimations par secteur d’activité en plus d’avoir recours à deux modèles d’estimation conforte nos résultats.

En conclusion, la question de savoir si les bénéfices de l’adoption des IFRS excèdent les coûts nous apparaît complexe pour plusieurs raisons. Premièrement, il est peu probable que seule l’adoption des IFRS soit à l’origine de l’amélioration de l’information mise à la disposition des investisseurs ces dernières années. D’autres changements réglementaires ou institutionnels mis en œuvre en parallèle peuvent avoir joué un rôle plus prépondérant. En France, par exemple, l’adoption des IFRS a coïn-cidé avec la mise en œuvre de nouvelles régulations économiques et financières. Deuxièmement, la convergence vers les IFRS confirme la primauté des marchés financiers dans la détermination des normes comptables. Les parties prenantes telles les autorités de réglementation, les pouvoirs publics et les salariés trouveront-elles leurs comptes dans ce référentiel comptable ? Des recherches seront certes nécessaires afin d’apporter une réponse à cette question.

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Notes

1. Précisons que la réglementation française a évolué au cours de la période d’étude. De 1997 à 1999, les groupes établissaient leurs états fi nanciers conso-lidés selon les normes du Plan Comptable Général (PCG règlement CRC 99-03). À partir de l’exercice 2000, ils étaient plutôt soumis au règlement CRC 99-02 pour l’établissement des comptes de groupe. Ces évolutions réglementaires n’introduisent pas de différences signifi catives dans les éléments comp-tables étudiés. Nous ne différencions donc pas les deux règlements et abordons les normes françaises de manière globale.

2. D’autres comptes du bilan sont susceptibles de dif-férer entre le PCG et les IFRS. Mentionnons la dette de retraite et les instruments fi nanciers. Toutefois, dans ces deux cas de fi gure, l’information pré IFRS est à toutes fi ns utiles non disponible, car aucune norme de comptabilisation précise n’était prévue dans le PCG.

3. Les titres de dettes et créances ayant pris naissance dans l’entreprise et non acquis pour générer un rendement à court terme (not held for trading) ; les titres que l’entreprise a l’intention de conserver

jusqu’à l’échéance ; et tout actif fi nancier dont la juste valeur ne peut être mesurée de façon fi able fait exception à la règle de la juste valeur.

4. Pour les entreprises ayant de fi n d’exercice différent du 31 décembre, les normes locales s’appliquent pour l’année 2005 et non les IFRS (Parlement européen, le règlement 1606/2002, mars 2002, Journal offi ciel des Communautés européennes). Trente-huit fi rmes sont visées par ce règlement. Cependant, pour les treize fi rmes dont la fi n d’exercice s’étale entre le 31 janvier et le 30 avril, Compustat fournit à la ligne correspondant à l’exer-cice 2005 les états fi nanciers de 2006. Dès lors, vingt-cinq de ces fi rmes sont classées dans le groupe utilisant les normes locales en 2005.

5. Les taux directeurs de refi nancement à taux variable de la banque centrale européenne se rapprochent de 4 % entre 1998 et 2008 (variant de 2 % à 4,75 %) (Conseil des gouverneurs, février 2010, Banque de France, Eurosystème, www.banque-france.fr/fr/statistiques/taux/taux-directeurs.htm). Un taux de 8 % de rendement des capitaux propres signifi e en moyenne une prime de risque de 4 % à 5 % pour la période étudiée.

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