# Structure de gouvernance et politique de financement
## The governance structure and the politics of financing: the case of emerging countries

Hamadi Fakhfakh, Lotfi Ben Jedidia et Rihab Ben Atitallah

Volume 6, numéro 1, 2009

URI : https://id.erudit.org/iderudit/1039095ar

DOI : https://doi.org/10.7202/1039095ar

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Éditeur(s)

Centre d'études en gouvernance de l'Université d'Ottawa

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1912-0362 (numérique)

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Citer cet article

Fakhfakh, H., Ben Jedidia, L. & Ben Atitallah, R. (2009). Structure de gouvernance et politique de financement. *Revue Gouvernance / Governance Review*, 6(1). https://doi.org/10.7202/1039095ar

Résumé de l'article

Dans le cadre des pays développés, la publication des indices de gouvernance qui synthétisent l'ensemble des mécanismes de contrôle a entraîné la profiliation des travaux empiriques. Toutefois, les recherches qui ont tenté d'établir une relation entre l'indice de gouvernance et la structure de capital sont très rares (Friedman, Johnson et Mitton, 2003; Jiraporn, 2004; et Litov, 2005) et les résultats trouvés sont souvent mitigés. Ainsi l'objectif recherché dans le présent article est d'appréhender la relation entre la structure de gouvernance et le comportement des entreprises en matière d'endettement. Dans le cadre des pays en voie de développement, il s'avère très difficile d'établir un indice de gouvernance qui stipule la qualité des mécanismes de gouvernance à l'image des travaux portant sur le cadre anglo-saxon. En s'inspirant des travaux qui arguent qu'un bon système de gouvernance des entreprises permet généralement de limiter les irrégularités et le lissage des résultats, nous retenons la propension de la manipulation comptable comme un Proxy qui décrit le degré d'efficacité des mécanismes de gouvernance. En se basant sur un échantillon de 41 entreprises tunisiennes, nos résultats ont montré que la variable « accruals discrétionnaires » qui mesure le niveau de manipulation des résultats et qui met l'accent sur la défaillance des mécanismes de gouvernance affecte positivement le recours à l'endettement. Ce résultat confirme les prédictions de la théorie d'agence (Jensen et Meckling, 1976) et la théorie du Free Cash-flows de Jensen (1986). Par ailleurs, nous avons retenu un sous échantillon regroupant seulement les firmes contrôlées. Lorsque le ratio d'endettement est mesuré en valeur du marché, la relation entre la propension de manipulation comptable et l'endettement devienne négative. Ce résultat semble se positionner par rapport au débat portant sur la concentration du capital, l'expropriation des actionnaires minoritaires et le recours à l'endettement (Johnson et al., 2000; Leuz et al., 2003; et Faccio et al., 2004).
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# Structure de gouvernance et politique de financement :

Vol.6, No. 1, avril 2009, Page 24

Hamadi Fakhfakh et Lotfi Ben Jedidia et Rihab Ben Atitallah

## Introduction

A la suite d'une série de scandales et de faillites touchant les grandes sociétés dans plusieurs pays (Worldcom aux Etats-Unis, Swissair en Suisse ... et BATAM en Tunisie), la question de la qualité de la gouvernance d'entreprise s'est généralisée.

La revue des travaux récents montre une diversité de la définition d'un système de gouvernance efficace. Gugler, Muller et Yurtoglu (2003) définissent un système de gouvernance « fiable » par un système qui aligne les intérêts des dirigeants et des actionnaires et conduit à une maximisation de la richesse des actionnaires ». Shleifer et Vishny (1997) considère un bon système de gouvernance comme une combinaison adéquate de la protection légale des investisseurs et de la concentration de la structure de propriété. Selon Almazon et Suarez (2003), un système de gouvernance fiable, est un système déterminé en fonction des motivations des dirigeants dans l'amélioration de la gestion de l'entreprise et en fonction de la politique de rémunération du dirigeant.

Dans le cadre des pays développés, plusieurs organismes, tels que Standard & Poor (2002) et l'Institutionnal Shareholders Service (2003)¹, ont mis à la disposition du public des indices de gouvernance. En effet, les investisseurs ne peuvent pas avoir une idée précise sur la gestion de l'entreprise en évaluant simplement les documents publiés. Ils ont besoin de connaître, d'une part, la nature des relations qui lient les administrateurs (et particulièrement les indépendants) et d'autre part le lien entre ces derniers et le dirigeant.

L'idée de construction d'un indice de gouvernance qui décrit l'ensemble des mécanismes organisationnels mis en place au sein des entreprises pour résoudre les problèmes d'agence entre les partenaires de la firme a permis la profiliation des études empiriques qui cherchent à tester l'impact de l'efficacité des mécanismes de gouvernance sur la valeur de la firme (Gompers, Ishii et Metrick, 2003; Black, Jane et Kim, 2003; et Gillan, Hartzell et Starks, 2003) et sur sa performance (Bebchuck et Cohen, 2004; Cohen et Ferrel, 2004). Cependant, les travaux qui ont essayé d'établir une relation entre la structure de gouvernance et le comportement de financement des firmes sont très rares (Jiraporn, 2004; Freidman et al., 2003; et Litov, 2005). Les résultats trouvés sont mitigés. Alors que certains travaux aboutissent à une relation négative entre l'efficacité des mécanismes de gouvernance et la politique d'endettement, d'autres confortent une relation positive.

Tenant compte de la rareté des travaux et de la divergence des résultats obtenus, notre objectif de recherche consiste à répondre à la question suivante : *les firmes ayant une bonne structure de gouvernance font- elles plus ou moins appel à l'endettement?*

A l'instar des pays développés, les économies en transition réalisent de plus en plus qu'une bonne définition et pratique de la gouvernance de leurs entreprises constituent une source de compétitivité et de progrès économique et social. Toutefois, la plupart de ces pays ne sont pas encore dotés d'un *Code de Bonnes Pratiques* ou d'un *Guide en la matière*, ou encore qui n'ont pas mis en place un règlement plus strict dont l'application est obligatoire.
Dans le contexte tunisien, les pratiques des sociétés cotées en matière de gouvernement d'entreprise sont très faibles et les conditions dans lesquelles elles opèrent restent souvent opaques². En raison des contraintes se rapportant à la disponibilité des informations, il est très difficile d'établir un indice de gouvernance. *La conception d'un Proxy qui mesure l'efficacité des mécanismes de gouvernance au sein des entreprises tunisiennes constitue également une ambition du présent article.*

Plusieurs travaux empiriques aboutissent à une relation négative entre la pertinence des mécanismes de gouvernance et la propension des firmes à gérer leurs résultats comptables (Defond et Jiambalvo, 1991; McMullen, 1996; Wright, 1996; Park, 1998; Carcello et Neal, 2000). Cette propension est le plus souvent mesurée en estimant les « régularisations » comptables discrétionnaires connus sous l'acronyme « accruals ».

En s'inspirant des travaux qui arguent qu'un bon système de gouvernement d'entreprises permet généralement de limiter les irrégularités et le lissage des résultats (Klein, 2000), nous essayerons de substituer la mesure de l'indice de gouvernance aux « accruals discrétionnaires³ » pour tester leur impact sur la structure du capital des firmes tunisiennes.

Cet article est organisé comme suit : dans une première section consacrée à une revue de la littérature, nous présenterons les principaux travaux qui ont traité l'impact de la qualité de la structure de gouvernance d'une firme sur ses décisions de financement. Dans la deuxième section, nous présenterons les caractéristiques de notre échantillon ainsi que les hypothèses à tester. Notre démarche méthodologique met l'accent sur les spécificités du contexte institutionnel tunisien. L'interprétation des résultats obtenus fera l'objet d'une troisième section. Enfin, la quatrième section sera réservée à une conclusion.

## Revue de la littérature

La littérature révèle plusieurs travaux consacrés à tester l'impact de la gouvernance de l'entreprise sur la valeur de la firme ainsi que sur sa performance (Tong, 2002; Gompers, Ishii et Metrick, 2003; Cremers et Nair, 2005; et Moorman, 2004). La revue de ces travaux montre une grande diversité des variables retenues pour mesurer la structure de gouvernance des entreprises. Certains travaux se focalisent sur le droit de vote des actionnaires (Bethel et Gillan, 2002; et Kunz et Angel, 1996), et d'autres sur la structure de propriété de la firme : Hiraki et al., 2003; Sung, 2003; Chen, 2001; et Kumar, 2004; respectivement au Japon, au Korê, en Chine et en Inde).

Les résultats obtenus sont mitigés : certains résultats empiriques montrent qu'une meilleure structure de gouvernance se traduit par une meilleure performance (Bebchuck et Cohen, 2004; Cohen et Ferrel, 2004). D'autres recherches ne parviennent pas à établir une relation significative.

Toutefois, les recherches qui ont tenté d'établir une relation entre l'indice de gouvernance et la structure de capital sont très rares (Friedman, Johnson et Mitton, 2003; Jiraporn, 2004 ; et Litov, 2005)⁴. Certains travaux utilisent l'indice de gouvernance pour mesurer le niveau d'enracinement des dirigeants (Litov, 2005) et le niveau de protection des droits des actionnaires (Jiraporn, 2004). D'autres visent, à travers la construction d'un indice de gouvernance, de tester la pertinence de l'hypothèse selon laquelle le recours à l'endettement et la mise en place d'une bonne structure de gouvernance sont deux mécanismes de contrôle substituables (Burak, Kale et Ryan, 2005). D'autres encore, font appel à l'indice de gouvernance tel que construit par Gompers et al. (2003) pour tester l'impact de la qualité de la gouvernance sur le coût du capital (Klock, Mansi, et Maxwell, 2004; et Chen, Chen et Wie, 2005).

Les études empiriques de Jiraporn (2004) et Litov (2005) cherchent à tester si les firmes « bien gouvernées » qui se caractérisent par des coûts d'agence faibles et bénéficient d'un niveau faible
d'asymétrie d'information, font plus appel à l'endettement pour financer leurs opportunités d'investissement. Ils classifient 24 dispositions de gouvernance selon cinq catégories : (Tactics for Delaying Hostile Bidders, Vote, Protection, Takeover et State Laws)⁵. L'index de gouvernance est construit comme suit : pour chaque société, les auteurs additionnent « un » pour chaque disposition qui délimite les droits de l'actionnaire (qui augmente le pouvoir discrétionnaire du dirigeant). Par conséquent, le niveau de l'index G indique à quel point les droits de l'actionnaire sont faibles. Une valeur élevée de l'indexe G implique qu'il est difficile aux parties prenantes, notamment les investisseurs externes, de révoquer un manager ou de remplacer le conseil d'administration.

En se basant sur la méthodologie adoptée par Gompers, Ishii et Metrick (2003), Jiraporn (2004) examine l'impact de la structure de gouvernance sur le niveau d'endettement total. Il considère que l'ampleur des coûts d'agence entre les dirigeants et les actionnaires est susceptible d'être inversement liée à l'efficacité de contrôle mis en place par les actionnaires (Gompers, Ishii et Metrick, 2003). Puisque la structure du capital est liée aux coûts d'agence et les coûts d'agence, à leur tour, sont associés aux droits des actionnaires, les auteurs présument que les choix financiers sont influencés par le niveau de protection des droits des actionnaires au sein de la firme.

Dans un premier temps, Jiraporn (2004) procède par une analyse univariée et subdivise son échantillon en deux groupes selon le niveau de l'indice de gouvernance. Les sociétés dont la valeur de leurs index est supérieure ou égal à 14 sont placées parmi le groupe « dictature » (Dictatorship Portfolio) tandis que celles dont l'index de gouvernement est inférieur ou égal à cinq sont placées dans le groupe « démocratie » (Democracy Portfolio). Jiraporn (2004) trouve que les firmes de types « dictatorship » sont plus endettées que celles de type « democracy ». En effet, le ratio d'endettement moyen pour le groupe « dictature » est de 49 pour cent alors qu'il n'est que de 44,36 pour cent pour le groupe de firmes qualifiées de « démocratie ». Ces résultats confirment la suggestion que les firmes assurant de faibles droits pour leurs actionnaires font appel à l'endettement plus que les firmes ayant une bonne protection des droits des actionnaires. L'auteur suggère que ses résultats confortent les prédictions de la théorie de l'agence dans la mesure où la dette est utilisée comme un moyen disciplinaire au sein des firmes.

Dans un deuxième temps, Jiraporn (2004) retient une régression multivariée pour tester l'impact des droits des actionnaires sur le niveau d'endettement. Pour contrôler la possibilité de non linéarité de la relation, l'auteur inclut une relation quadratique. Il trouve que le coefficient de l'index de gouvernance est positif et fortement significatif, indiquant une relation inverse entre le recours à l'endettement et la force des droits de l'actionnaire. Dans le model qui inclut la possibilité d'une relation quadratique entre le niveau de la dette et les droits des actionnaires. Le coefficient de l'indice de gouvernance élevé au carré s'avère être statistiquement non significatif, rejetant ainsi une relation parabolique.

Récemment, une étude similaire à celle de Jiraporn (2004) est effectuée dans le contexte américain par Litov (2005) pour la période allant de 1990 à 2003. Litov (2005) emploi l'index retenu par Gompers et al (2003) pour mesurer le niveau d'enracinement des dirigeants⁶. Plus la valeur de l'index G est élevée, plus le niveau d'enracinement du dirigeant est constaté. L'auteur classifie son échantillon total en cinq quartiles selon le niveau de l'enracinement des dirigeants⁷. Les résultats montrent que le ratio d'endettement mesuré en valeur comptable (et en valeur marchande) augmente avec le niveau d'enracinement (le ratio de dette comptable passe de 0,485 lorsque G est inférieur à 6 pour attendre 0,571 lorsque G est supérieur à 13). Ces résultats contredisent la suggestion selon laquelle les dirigeants enracinés préfèrent un niveau d'endettement faible.

L'explication théorique de la relation positive entre le niveau d'enracinement et la décision d'endettement est basée sur le choix endogène du niveau du risque pris par les dirigeants lors d'une politique d'investissement, en fonction de l'efficacité de la structure de gouvernance en
Selon l'auteur, dans un environnement bien gouverné (Well Monitored), les dirigeants surveillés acceptent d'entreprendre des projets risqués parce qu'il est facile de déterminer la qualité des dirigeants (mauvaise qualité vs bonne qualité). En effet, l'efficacité des mécanismes de gouvernance tend à réduire l'aversion au risque du dirigeant justifiée principalement par leur capital humain et fourni des incitations pour augmenter les niveaux d'endettement cibles (Target Ratio).

Pour tester le pouvoir explicatif de la structure de gouvernance sur le changement du ratio d'endettement, l'auteur retient un modèle similaire à celui établie par Frank et Goyal (2003), qui vise à tester la pertinence de la théorie hiérarchique de financement⁸. Ce dernier est testé selon les quartiles retenus, qui ventilent les firmes selon le degré d'enracinement de leurs dirigeants. Les conclusions de l'auteur suggèrent que la théorie de Pecking Order « fonctionne mieux » au sein des firmes caractérisées par un niveau d'enracinement élevé. En effet, l'ordre de financement suivi au sien de ces firmes se prononce comme suit : autofinancement, dette et capitaux propres en dernier ressort. Concernant la relation dynamique entre le niveau d'enracinement et l'endettement, l'étude de Litov (2005) montre qu'une augmentation de l'index d'enracinement G (tel que l'insertion d'une nouvelle disposition anti-OPA) est associée à une augmentation moyenne au tour de 3,16 pour cent du ratio de dette mesuré en valeur comptable et de 2,25 pour cent du ratio de dette mesuré en valeur marchande.

En conclusion de son étude, Litov (2005, p.12) s'intéresse à une relation empirique importante à savoir le sens de causalité entre la structure de gouvernance et l'endettement : « Causality is obviously a major concern in the study of leverage and corporate governance; leverage itself may be an efficient mechanism for governance (Jensen, 1986) and as such it may impact the choice of other governance mechanisms ».

Les travaux de Burak, Kale et Ryan (2005) visent à tester la relation entre la structure de gouvernance et l'endettement entant que deux mécanismes de contrôle substituables pour un échantillon de 2408 firmes américaines. Pour tester la dualité de la relation structure de gouvernance-endettement, les auteurs retiennent deux équations simultanées. Selon la première, les auteurs cherchent à examiner la pertinence de la structure de gouvernance comme un facteur déterministe du niveau d'endettement. Les résultats montrent que l'indice de gouvernance affecte négativement l'endettement (les coefficients varient entre -0.0523 et -0.4854 et sont significatifs au seuil de 1 pour cent). A travers la deuxième équation, les auteurs cherchent à examiner le rôle déterministe de l'endettement pour l'établissement d'une structure de gouvernance. Les résultats montrent que l'endettement affecte négativement l'indice de gouvernance (les coefficients varient entre -0.0740 et -0.2013). Ces résultats suggèrent, donc, que la dette et la structure de gouvernance sont deux mécanismes de contrôle substituables.

En adoptant une vision dynamique, Burak et al (2005) arguent que les dirigeants diminuent leurs niveaux d'endettement lorsqu'ils sont confrontés à une augmentation exogène des mécanismes de gouvernance⁹. Pour tester empiriquement cette suggestion, les auteurs effectuent une étude comparative entre les niveaux d'endettement avant et après l'imposition de l'acte de Sarbanes-Oxley en 2002 et la rigueur des mécanismes de gouvernance mises en place par NASDAQ et NYSE en 2003. Les résultats montrent que les ratios d'endettement total mesurés en valeur marchande et en valeur comptable diminuent entre les périodes (1999, 2000, et 2001) et 2003. Par exemple, le ratio d'endettement comptable moyen passe de 0,228 en 1999 à 0,195 dans 2003, c'est à dire une diminution approximative de 14,5 pour cent.

Friedman, Johnson et Mitton (2003) estiment la relation entre le gouvernement d'entreprise et le niveau d'endettement pour un échantillon de 447 firmes Asiatiques, Européennes et de l'Amérique Latine. Ils trouvent, pour les firmes asiatiques, un résultat selon lequel une faible gouvernance d'entreprise est associée à des niveaux élevés d'endettement.
## Méthodologie et hypothèses de recherche

Avant de présenter les caractéristiques de notre échantillon et la mise en évidence des hypothèses à tester, nous signalons les difficultés rencontrées qui sont principalement de deux ordres :

* Premièrement, les travaux qui ont testé l'impact des structures de gouvernance sur la structure du capital portent généralement sur le cadre anglo-saxon et supposent la disponibilité des informations. Toutefois, dans les pays émergents, tel est le cas de la Tunisie, les pratiques et les lignes directrices en matière d'information au sujet des pratiques de gouvernance ne sont pas encore mises en place. Les entreprises ne sont pas dans l'obligation de divulguer les informations se rapportant à leurs mécanismes de gouvernance (actionnariat interne, détenteurs de blocs d'actions, indépendance et structure du conseil d'administration). Cette contrainte rend impossible d'établir un indice de gouvernance à l'image des firmes appartenant au contexte anglo-saxon.

* Deuxièmement, le différentiel du cadre environnemental semble être un facteur important pour l'étude de la relation gouvernance-structure du capital. S'inspirant largement des spécificités des pays anglo-saxons, l'étude des problèmes d'agence s'est surtout focalisée sur les conflits d'intérêts entre les actionnaires et les dirigeants d'entreprises. En outre, la plupart de ces travaux considèrent que les actionnaires majoritaires sont réputés avoir un contrôle direct de l'équipe dirigeante. Ce monitoring actif est capable de résoudre les conflits entre dirigeants et actionnaires. Cependant, en sortant des périmètres du contexte anglo-saxon, les travaux empiriques récentes montrent que les pays sont dominés par les entreprises dont la structure du capital est concentrée et qu'elles sont dominées par des actionnaires de contrôle familiaux (Faccio et Lang, 2000; La Porta et al., 2000; et Andersson et Reeb, 2003). Dans ce contexte, le principal conflit d'agence devient celui qui oppose les actionnaires de contrôle aux actionnaires minoritaires (LaPorta et al., 1997; Claessens et al., 2000; et Johnson, 2000).

Notre étude porte sur un contexte qui diffère largement du contexte anglo-saxon. En effet, les travaux empiriques menés en Tunisie montrent que la structure de propriété est concentrée et que les firmes sont principalement dominées par des familles (actionnariat patrimonial). Ainsi, le contexte tunisien apparaît comme un champ d'étude plutôt favorable pour l'étude des conflits entre les actionnaires de contrôle et les actionnaires minoritaires que pour l'étude des conflits « standards » dirigeant - actionnaires.

## Les accruals discrétionnaires entant que Proxy de l'indice de Gouvernance

L'idée de construire un indice de gouvernance tel qu'est établi par Gompers et al. (2003) est non applicable aux marchés émergents (Lei et Song, 2004)¹⁰. Compte tenu des contraintes qui semblent être plus aigues dans le contexte tunisien, et en s'inspirant des travaux qui arguent qu'un bon système de gouvernance permet généralement de limiter les irrégularités et le lissage des résultats (Defond et Jiambalvo, 1991; McMullen, 1996; Wright, 1996; Park, 1998; Carcello et Neal, 2000), nous essayerons de substituer la mesure de l'indice de gouvernance aux accruals pour tester l'impact de ces derniers sur la structure du capital des firmes.

Pour justifier notre démarche, nous rappelons les principales études utilisant les accruals entant que Proxy de l'indice de gouvernance :

* Warfield et al (1995) ont examiné l'impact du niveau de participation des dirigeants au capital sur l'extraction des accruals discrétionnaires. Leurs résultats montrent que ces derniers, exprimés en valeur absolue, sont plus importants dans une entreprise où la participation des dirigeants est faible.
* Peasnell et al. (1998) ont testé empiriquement la relation entre l'efficacité de la structure du conseil d'administration et la gestion des résultats. Ils ont trouvé que la présence d'administrateurs externes au sein du conseil d'administration représente une entrave à la gestion des résultats.

* Park et al. (2004) ont étudié l'effet de la composition du conseil d'administration sur la pratique de la gestion des résultats dans le contexte canadien. Ils ont trouvé que l'existence de représentants des investisseurs institutionnels au sein du conseil d'administration restreint la gestion des résultats.

* Klein (2002) conclut que l'indépendance du conseil d'administration est négativement liée à la gestion des résultats.

* Les travaux de Becker et al. (1998), Klein (2002) et Xie et al. (2003) se focalisent sur l'influence du comité d'audit sur la propension des dirigeants à procéder à la gestion des résultats. Leurs résultats révèlent que les entreprises, ayant des auditeurs externes n'appartenant pas aux grands six, gèrent plus à la hausse leurs résultats que ceux ayant des auditeurs externes appartenant aux grands six.

* Leuz et al (2002) proposent de retenir la gestion du résultat comme une mesure alternative des « bénéfices privés de contrôle ». En effet, les actionnaires de contrôle manipulent les chiffres comptables afin de masquer la performance réelle de l'entreprise et d'exproprier les actionnaires minoritaires. Les auteurs soutiennent que la gestion de résultat est très élevée en absence de mécanismes efficaces de gouvernement d'entreprise visant à protéger les droits des actionnaires minoritaires.

* Plusieurs autres recherches se sont intéressées à la relation entre la participation d'investisseurs institutionnels au capital et la gestion des résultats. Les travaux de Bushee (1998) confirment le constat que la présence des investisseurs institutionnels exerce un rôle particulier de contrôle sur les dirigeants et limite la gestion du résultat. Koh (2003) trouve que plus le niveau de participation des investisseurs institutionnels diminue, plus la gestion des résultats à la hausse est agressive et vis versa. Il conclut que l'existence d'investisseurs institutionnels constitue un mécanisme complémentaire de gouvernement des entreprises notamment en matière de gestion des résultats.

Les résultats de ces études indiquent qu'un bon système de gouvernement des entreprises permet de limiter la discrétion des gestionnaires représentée par la gestion des résultats (Klein, 2000; Krainer, 1996b).

# Les hypothèses du travail

## Structure de gouvernance, gestion des résultats et décision d'endettement

Selon la théorie de l'agence, un endettement élevé est souvent considéré comme un dispositif pour « gouverne » le comportement opportuniste des dirigeants. De même, le rôle disciplinaire de l'endettement est conforté par plusieurs recherches empiriques (Jensen, 1986; Kaplan, 1989; Lehn et Poulsen, 1989; Denis et Denis, 1993; et Aghion et Bolton, 1992). Ces suggestions postulent que la structure de gouvernance détermine le niveau d'endettement (Burak et al., 2005) ¹¹.

Les firmes dont la gestion de résultat est importante sont caractérisées par la défaillance de leurs mécanismes de gouvernance. En effet, la gestion de résultat met en exergue l'importance des conflits d'agence entre le dirigeant et les actionnaires. De même, elle peut refléter un niveau important d'enracinement du dirigeant, notamment lorsque la position du dirigeant dépend du résultat réalisé (Chung et al., 2002; Spagnolo, 2005). Les dirigeants peuvent alors être incités à manipuler les chiffres comptables dans leur propre intérêt, que ce soit pour maximiser
leur rémunération si celle-ci est indexée, pour gonfler leur performance et accroître leur réputation, ou pour se mettre à l'abris d'OPA hostiles (Salamon et Smith, 1979).

Selon la théorie d'agence (Jensen et Meckling, 1976) et la théorie du Free Cash-flows de Jensen (1986), l'endettement joue un rôle disciplinaire pour aligner le comportement déviant des dirigeants. En effet, le dirigeant est contraint de faire face aux remboursements réguliers et d'être plus performant (Grossman et Hart, 1982).

Selon Klein (2000) et Krainer (1996b), au sein des firmes où la gestion de résultat est intense, les conflits d'agence entre les dirigeants et les actionnaires sont importants. Par conséquent, ces firmes font plus appel à l'endettement pour résoudre ces conflits.

De même, l'intensité des conflits entre actionnaires et créanciers financiers est réputée varier positivement avec le degré d'endettement de la firme. Plus l'endettement actuel est élevé, plus le risque de violation de clauses restrictives est grand (Smith et Warner, 1979) et plus le coût du financement par dette s'accroît. Les entreprises fortement endettées devraient alors chercher à surévaluer leurs résultats pour rééquilibrer leur structure financière et présenter des indicateurs plus favorables lors de négociations avec leurs prêteurs. En conséquence, nous anticipons que la composante discrétionnaire du résultat, et notamment la composante haussière, est plus importante si la firme a un niveau d'endettement élevé.

Conformément aux travaux empiriques de Becker et al. (1998), Dhaliwal et al. (1982), Peasnell et al. (1999) et Young (1998), nous postulons que : « la gestion de résultat influence positivement le recours à l'endettement ».

Contrairement à la théorie d'agence, les avancées du corpus théorique de la finance organisationnelle permettent un renversement de perspective. En effet, la théorie de gouvernance et celle de la politique manageriale de financement¹² suggèrent au contraire que les dirigeants disposent d'une liberté d'action dans un jeu contractuellement incomplet, pour poursuivre leurs stratégies personnelles. Les décisions financières peuvent résulter de l'émergence de la stratégie des dirigeants consistant à réduire la contrainte exercée par les différents mécanismes de *gouvernance*. Selon cette approche, la politique de financement de l'entreprise est contrainte par ses dirigeants (Zingales et Novaes, 1995; Zwiebel, 1996; Charreaux, 1999; Wirtz, 2002; et Novaes, 2003).

Les résultats empiriques de Garvey et Hanka (1999), Berger et al. (1997)¹³, et plus récemment de Kayhan (2003), Harvey, Lins et Roper (2004), Chen, Chen et Wie (2005) et Litov (2005) montrent que la dette constitue la source la plus contraignante en terme d'accroissement de la latitude manageriale. Ces travaux aboutissent à une relation négative entre le niveau d'enracinement des dirigeants et le recours à l'endettement.

Si nous admettons que l'ampleur de la gestion des résultats est positivement liée au niveau d'enracinement du dirigeant, et que ce dernier affecte négativement le recours à l'endettement, nous pouvons alors énoncer l'hypothèse alternative : « La gestion du résultat affecte négativement la politique d'endettement ».

## Les variables de contrôle

Comme discuté par Titman et Wessels (1988), Harris et Raviv (1991) et Wôhle (2004), le choix des variables explicatives de l'endettement n'est pas facile¹⁴. En effet, la diversité des déterminants de l'endettement peut être expliquée par le fait que les auteurs n'ont pas un modèle théorique structurel global pour dériver clairement les variables explicatives de la structure financière.

Les théories de Trade-off et de Pecking Order constituent le corpus théorique de référence qui a abordé la question de la structure financière de la firme. Les facteurs explicatifs de la structure financière se situent principalement au niveau de la rentabilité, la taille, le niveau du risque, les opportunités de croissance, la structure de l'actif et du secteur d'activité¹⁵. Toutefois, les
prédictions théoriques issues de ces cadres sont parfois contradictoires (Carpentier et Suret, 2000; Opler, Titman et Hovakimian, 2001; Gaud et al., 2005; Hovakimian et al., 2003; et Frank et Goyal, 2005). Les résultats empiriques obtenus sont, également, mitigés (Rajin et Zingales, 1995; Ozkan, 2000; Booth et al., 2001; Driffield et Pal, 2004; et Titman et Tryplakov, 2005).

A l'instar de Rajin et Zingales (1995), nous retenons, dans le cadre de la présente étude, cinq variables déterminant le ratio d'endettement à savoir : la rentabilité, la taille, les opportunités de croissance, les économies d'impôts et la structure de l'actif de la firme. Les prédictions théoriques sont présentées dans le tableau suivant :

## Tableau N°1

<table><caption>Tableau récapitulatif des principales variables explicatives de la structure de capital ainsi que les signes prédits par les théories de référence.</caption><thead><tr><td>Variables</td><td>Pecking Order</td><td>Trade-off</td><td>Travaux de référence</td></tr></thead><tbody><tr><td>Rentabilité (Rent)</td><td>-</td><td>+</td><td>Titman et Wessels (1988), Bayless et Diltz (1994), Yang (1996), Graham (2000), Booth et al. (2001) et Sarkar et Zapatero (2000).</td></tr><tr><td>Structure de l'actif (Struc)</td><td>+</td><td>+</td><td>Rajin et Zingales (1995), Frank et Goyal (2000), Kremp et al. (1999) et Hovakimian et al. (2001)</td></tr><tr><td>Taille (Size)</td><td>+/-</td><td>+</td><td>Warner (1977), Ang et al. (1982), Frank et Murray (1999) et Booth et al. (2001). Titman et Wessels (1988), Malécot (1992) et Rajin et Zingales (1995) et Hesmati (2001).</td></tr><tr><td>Opportunités de croissance (MTB)</td><td>+</td><td>-</td><td>Titman et Wessels (1988), Rajin et Zingales (1995), Graham (2000) et Booth et al. (2001).</td></tr><tr><td>Economies d'impôt non liées à la dette (NLD)</td><td>.</td><td>-</td><td>Adedji (2001), Frank et Goyal (2000, 2005)</td></tr></tbody></table>
# Echantillon et mesure des variables

## Echantillon et période d'étude

Notre échantillon se compose de 41 entreprises tunisiennes dont 17 sont cotées à la bourse des valeurs mobilières de Tunis. Ces entreprises appartiennent aux secteurs industriel, commercial, touristique et service. Les institutions financières ont été exclues car leurs politiques de financement sont différentes de celles des entreprises non financières.

## Mesure des variables endogènes

Nous remarquons une diversité de variables qui mesurent le niveau d'endettement au sein de l'entreprise. Des mesures comme le ratio d'endettement total a été retenu par plusieurs auteurs (Freind et Lang, 1988; etHovakimian, 2005). D'autres ont utilisé le ratio d'endettement à moyen et à long terme (Mackie-Mason, 1990; Shyam-Sunder et Myers, 1999; et Adedeji, 2001). Et d'autre encore, utilisent le ratio d'endettement à court terme (Titman et Wessels, 1988).

Dans le cadre de notre analyse et conformément à l'approche « Pool de fonds », nous retenons les dettes financières totales. Nous retenons les deux variantes selon que ces dettes soient exprimées en valeur comptable ou en valeur de marché :

* Le premier ratio (DFC) = Dettes financières / valeur comptable de l'Actif économique

* Le deuxième ratio (DFM) = Dettes financières / valeur de marché de l'Actif économique

## Mesure des accruals totaux et des accruals discrétionnaires

Schipper (1989) définit la gestion des résultats « *Earnings Management* », comme : « une intervention délibérée (du dirigeant) dans le processus de présentation de l'information financière dans le but de s'approprier des gains personnels » (cité dans Jeanjean, 2002 : 1).

En l'absence d'une comptabilité d'engagement, le résultat d'une entreprise est égal à la différence entre les encaissements et les décaissements. Les accruals totaux correspondent aux charges et aux produits n'ayant pas générés des décaissements et des encaissements au cours de l'exercice au titre duquel ils ont été comptabilisés. Ainsi, les accruals représentent la différence entre le résultat comptable net RN) et le flux de trésorerie d'exploitation net (FTE)

$$ACT_t = RN_t - FTE_t$$

La gestion du résultat ne porte pas sur les accruals totaux mais sur une fraction de ceux-ci. En effet, une part des accruals (ayant un impact sur le résultat) peut être qualifiée de « normale » lorsqu'elle correspond à une application sincère et régulière des principes de la comptabilité d'engagement dans un pays donné. Les méthodes d'évaluation de la gestion du résultat déterminent un processus normal d'accruals, les accruals discrétionnaires sont déterminés par la différence :

$$Accruals totaux (ACT_{it}) = Accruals normaux (ACN_{it}) + accruals discrétionnaires (ACD_{it}).$$

$$ACD_{it} = ACT_{it} - ACN_{it}$$

Plusieurs modèles d'estimation des ajustements comptables discrétionnaires ont été utilisés pour mesurer l'étendue des pratiques de manipulations comptables (le modèle de DeAngelo, 1986, celui de Healy, 1985, celui de Jones, 1991 et le modèle de Jones modifié par Dechow, Sloan et Sweeney, 1995).

Dans le cadre de notre étude, nous estimerons les accruals normaux par le modèle de Jones (1991) modifié¹⁶. Ce dernier se présente comme suit :
$$ \frac{AT_{it}}{A_{it-1}} = \beta + \beta_1 \left( \frac{\Delta CA_{it} - \Delta CRE_{it}}{A_{it-1}} \right) + \beta_2 \left( \frac{IMM_{it}}{A_{it-1}} \right) + \varepsilon_{it} $$

Avec : AT<sub>it</sub>: Accruals totaux de la firme i pendant l'année t, mesurés comme suit :

AT<sub>it</sub> = bénéfice net<sub>it</sub> - cash-flows d'exploitation<sub>it</sub>.

IMM<sub>it</sub>: les immobilisations de la firme i pendant l'année t;

ΔCA<sub>it</sub>: La variation du chiffre d'affaires de la firme i pendant l'année t;

ΔCRE<sub>it</sub>: les créances clients de la firme i pour l'année t;

A<sub>it-1</sub>: Total actifs bilan de la firme i pour l'année t-1.

Puisque les données ont été collectées pour une période de 7 ans allant de 1997 à 2003, le calcul des accruals totaux à porté seulement sur 6 années : de 1998 à 2003.

Dans le cadre de notre étude, nous supposerons que chaque firme, dans des conditions normales d'exploitation, peut être ponctuellement concernée par la gestion de son résultat. Faute de disponibilité de séries temporelles très longue pour utiliser l'approche en série temporelle d'une part et faute d'observations par secteur suffisante pour utiliser l'approche en coupe instantanée d'autre part, nous avons traité nos observations comme étant des données de panel, qui intègrent à la fois la dimension temporelle et la dimension individuelle. Pour tenir compte de l'effet sectoriel, nous avons introduit des variables « dummy » sectorielles.

A l'instar de Warfield et al. (1995) et Bartov et al. (2001), nous retenons la valeur absolue des résidus pour mesurer l'ampleur des accruals discrétionnaires.

## Spécification des modèles économétriques

L'objectif de cette étude est de tester l'impact de l'efficacité des mécanismes de gouvernance sur la structure de capital des entreprises. Tenant compte des spécificités du contexte tunisien qui résultent principalement de l'impossibilité d'établir un indice synthétisant les pratiques en matière de gouvernance, nous essayerons de retenir la propension de la gestion du résultat comme un proxy qui décrit l'efficacité des structures de gouvernance. Pour ce faire, nos modèles se présentent comme suit :

* Le premier modèle (M1) : DFC<sub>it</sub> = a<sub>0</sub> + a<sub>1</sub> RENT<sub>it</sub> + a<sub>2</sub> TANG<sub>it</sub> + a<sub>3</sub> SIZE<sub>it</sub> + a<sub>4</sub> MTB<sub>it</sub> + a<sub>5</sub> ACCD<sub>it</sub> + a<sub>6</sub> NLD<sub>it</sub> + x<sub>it</sub>

* Le deuxième modèle (M2) : DFM<sub>it</sub> = a<sub>0</sub> + a<sub>1</sub> RENT<sub>it</sub> + a<sub>2</sub> TANG<sub>it</sub> + a<sub>3</sub> SIZE<sub>it</sub> + a<sub>4</sub> MTB<sub>it</sub> + a<sub>5</sub> ACCD<sub>it</sub> + a<sub>6</sub> NLD<sub>it</sub> + x<sub>it</sub>

Dans un premier temps, l'estimation de ces modèles portera sur l'échantillon total qui comporte 41 firmes (reg1). Dans un deuxième temps, nous essayerons de mettre l'accent sur le sous échantillon qui regroupe seulement les firmes de types « contrôlées » (reg2). Cette distinction pointe le doit sur l'intermédiation de la concentration du capital pour révéler la relation entre le comportement de financement et la gouvernance d'entreprise.

## Présentation et interprétation des résultats

Dans un premier temps, notre attention a porté sur l'estimation du modèle de Jones modifié qui vise à déterminer les accruals discrétionnaires. Les résultats portés dans l'annexe 2, montrent que la variable immobilisations (IMM) affecte négativement les accruals totaux. Ce signe est conforme aux travaux empiriques (JeanJean, 2001). La variable VAR qui mesure la différence entre la variation du chiffre d'affaires et la variation des créances clients de la firme est
affectée par un signe positif mais non significatif. Toutefois, il est à noter que le pouvoir explicatif du modèle est très faible (0.038).

L'estimation des modèles (M1) et (M2) pose la question de la spécification adéquate des modèles (MCO, effet individuel fixe et effet individuel aléatoire). L'identification de la bonne régression est retenue à la lumière des tests obtenus. L'estimation des modèles est effectuée sur le logiciel « TSP ».

Les tableaux (2a et 2b) récapitulent les résultats des estimations ainsi que ceux des tests effectués.

## Tableau N° 2a

Les principaux résultats empiriques des estimations obtenues sur DFC

<table><thead><tr><th colspan="5">MODEL (1) : DFC</th></tr><tr><th colspan="2">REG1 : échantillon total</th><th colspan="2">REG2 : firmes contrôlées</th><th></th></tr><tr><th>OLS</th><th>Effets aléatoires</th><th>OLS</th><th>Effets aléatoires</th><th></th></tr></thead><tbody><tr><td>SIZE</td><td>0.041**</td><td>0.067**</td><td>0.023</td><td>0.047</td></tr><tr><td>TANG</td><td>(2.136)</td><td>(2.112)</td><td>(1.289)</td><td>(1.465)</td></tr><tr><td>RENT</td><td>-0.125***</td><td>-0.174***</td><td>-0.122***</td><td>-0.154***</td></tr><tr><td>MTB</td><td>(-4.502)</td><td>(-6.631)</td><td>(-2.759)</td><td>(-5.381)</td></tr><tr><td>NLD</td><td>-3.753***</td><td>-3.222***</td><td>-4.371***</td><td>-3.184***</td></tr><tr><td>ACCD</td><td>(-17.634)</td><td>(-14.992)</td><td>(-10.426)</td><td>(-14.768)</td></tr><tr><td>Const</td><td>0.158***</td><td>0.138***</td><td>0.152***</td><td>0.118***</td></tr><tr><td></td><td>(6.338)</td><td>(5.623)</td><td>(3.160)</td><td>(4.324)</td></tr><tr><td></td><td>-0.341*</td><td>-0.308</td><td>-0.198</td><td>-0.235</td></tr><tr><td></td><td>(-1.727)</td><td>(-1.484)</td><td>(-1.054)</td><td>(-1.129)</td></tr><tr><td></td><td>0.383*</td><td>0.260*</td><td>0.191</td><td>0.207</td></tr><tr><td></td><td>(1.886)</td><td>(1.673)</td><td>(1.040)</td><td>(1.249)</td></tr><tr><td></td><td>-0.094</td><td>-0.475</td><td>0.286</td><td>-0.087</td></tr><tr><td></td><td>(-0.273)</td><td>(-0.849)</td><td>(0.900)</td><td>(-0.151)</td></tr><tr><td>R2</td><td>0.680</td><td>0.675</td><td>0.742</td><td>0.734</td></tr></tbody></table>
<table><thead><tr><th>Test</th><th>Statistique</th><th>P-value</th><th>Statistique</th><th>P-value</th></tr></thead><tbody><tr><td>Wald (Joint)</td><td>67.76</td><td>(0.000)</td><td>656.8</td><td>(0.000)</td></tr><tr><td>Wald (dummy)<sup>17</sup></td><td>14.11</td><td>(0.028)</td><td>3.772</td><td>(0.707)</td></tr><tr><td>Hausman</td><td>10.615</td><td>(0.101)</td><td>2.243</td><td>(0.691)</td></tr><tr><td>Nbre Obs</td><td></td><td>246</td><td></td><td>200</td></tr></tbody></table>

## Tableau N° 2b

Les principaux résultats empiriques des estimations obtenues sur DFM

<table><thead><tr><th colspan="5">MODEL (2) : DFM</th></tr><tr><th colspan="2">REG1 : échantillon total</th><th colspan="2">REG2 : firmes contrôlées</th><th></th></tr><tr><th>OLS</th><th>Effets fixes</th><th>OLS</th><th>Effets aléatoires</th><th></th></tr></thead><tbody><tr><td>SIZE</td><td>0.036*</td><td>0.096</td><td>0.016</td><td>0.023</td></tr><tr><td>TANG</td><td>(1.865)</td><td>(1.342)</td><td>(0.503)</td><td>(0.686)</td></tr><tr><td>RENT</td><td>2</td><td>0.266***</td><td>0.279**</td><td>0.223***</td></tr><tr><td>MTB</td><td></td><td>(8.727)</td><td>(2.257)</td><td>(8.782)</td></tr><tr><td>NLD</td><td>(10.078)</td><td>1.623***</td><td>0.848*</td><td>2.033***</td></tr><tr><td>ACCD</td><td>0.746***</td><td>(5.869)</td><td>(1.811)</td><td>(8.664)</td></tr><tr><td>Const</td><td>(3.459)</td><td>-0.044</td><td>-0.203***</td><td>-0.149***</td></tr><tr><td></td><td>-0.164***</td><td>(-1.510)</td><td>(-4.551)</td><td>(-6.046)</td></tr><tr><td></td><td>(-6.447)</td><td>0.380</td><td>0.146</td><td>0.270</td></tr><tr><td></td><td>-0.158</td><td>(1.440)</td><td>(0.384)</td><td>(1.413)</td></tr><tr><td></td><td>(-0.789)</td><td>-0.473**</td><td>-0.315</td><td>-0.517***</td></tr><tr><td></td><td></td><td>(-2.735)</td><td>(-0.841)</td><td>(-3.594)</td></tr></tbody></table>
<table><tr><td></td><td>-0.052<br>(-0.254)<br>-0.231<br>(-0.661)</td><td>-</td><td>0.217<br>(0.328)</td><td>0.035<br>(0.057)</td></tr><tr><td>R2</td><td>0.421</td><td>0.695</td><td>0.504</td><td>0.437</td></tr><tr><td>Test</td><td>Statistique</td><td>P-value</td><td>Statistique</td><td>P-value</td></tr><tr><td>Wald<br>(Joint)</td><td>60.34</td><td>(0.000)</td><td>265.9</td><td>(0.000)</td></tr><tr><td>Wald<br>(dummy)</td><td>74.56</td><td>(0.000)</td><td>3.629</td><td>(0.727)</td></tr><tr><td>Hausman</td><td>21.658</td><td>(0.001)</td><td>1.200</td><td>(0.944)</td></tr><tr><td>Nbre Obs</td><td colspan="2">246</td><td colspan="2">200</td></tr></table>

Dans l'ensemble, les variables retenues expliquent une part importante du niveau d'endettement des entreprises de notre échantillon. En effet, les valeurs du R² ajustées varient entre 0.421 à 0.742 et mettent en exergue le pouvoir explicatif des modèles estimés.

Les modèles retenus se basent sur les donnés de panel qui ont l'avantage de traiter conjointement les effets individuels et les effets temporels ce qui permet de rendre compte de la dynamique du comportement de financement des entreprises. Toutefois, les modèles basés sur les donnés de panel posent le problème de la bonne spécification selon que l'effet individuelle spécifique soit fixe ou aléatoire. Hausman est un test de l'orthogonalité des effets aléatoires et des variables explicatives qui suit asymptotiquement une loi de Chi 2 sous l'hypothèse nulle d'absence de corrélation. En l'occurrence, les valeurs de P-value obtenues sont largement inférieures à 5 pour cent. Pour ce seuil on rejette l'hypothèse d'un modèle à effet fixe et on retient le modèle à effet aléatoire. Cependant, la régression portant sur la variable endogène DFM (REG1) montre que le modèle est à effet fixe (estimateur Within).

Les tests de Wald sont significatifs au seuil de 1 pour cent et nous permettent de rejeter l'hypothèse H0 selon la quelle l'ensemble des variables explicatives introduites dans le modèle est non significatif. De même, les tests de Wald dummy montrent, dans la plupart des régressions, que les variables sectorielles sont globalement significatives. Ce résultat est conforme à celui trouvé par Frank et Goyal (2005).

Selon le premier modèle portant l'estimation des déterminants du ratio d'endettement mesuré en valeur comptable (DFC) sur l'échantillon total (REG1), il ressort les résultats suivants :

* La variable ACCD qui mesure le niveau de manipulation des résultats et qui met l'accent sur la défaillance des mécanismes de gouvernance mis en place au sein des entreprises
montre un signe positif et significatif au seuil de 10 pour cent. Ce résultat indique que les firmes caractérisées par l'importance des conflits d'agence font plus appel à l'endettement. Ce résultat confirme les prédicitions de la théorie d'agence (Jensen et Meckling 1976) et la théorie du Free Cash-flows de Jensen (1986) et conforte l'hypothèse (H1);

* La variable SIZE est dotée d'un signe positif et significatif au seuil de 5 pour cent. Bien que ce coefficient soit très faible (0.06), il semble montrer que les entreprises de grande taille font plus appel à l'endettement. Ces firmes sont, donc, jugées comme ayant une bonne performance (Booth et al. 2001), plus diversifiées (Rajan et Zingales, 1995) et ayant un risque de faillite plus faible que les firmes de petites tailles (Frank et Murray, 1999);

* Le coefficient de la variable rentabilité (RENT) est doté d'un signe négatif et largement significatif. Tenant compte de l'importance du coefficient obtenu (qui varie entre 3 et 4), nous affirmons que la rentabilité de la firme est l'un des facteurs puissant qui déterminent la structure du capital des firmes dans le contexte tunisien. Notre résultat conforte les hypothèses de la théorie hiérarchique de financement de Myers et Majluf (1984) et rejoint les résultats empiriques obtenus par Rajan et Zingales (1995) et plus récemment par Hovakimian (2005) et Huang et Ritter (2005);

* En outre, le ratio MTB mesurant les opportunités de croissance de la firme est doté d'un signe positif et significatif au seuil de 1 pour cent. Ce résultat est conforme aux prédicitions de la théorie hiérarchique de financement qui arguent que plus les opportunités de croissance sont fortes, plus la firme est confrontée au problème de financement externe. Par contre, le résultat trouvé contredit la théorie du Trade-off et l'optique des coûts d'agence (Miller, 1977). Sur le plan empirique le résultat obtenu est similaire à celui trouvé par Lööf (2004) dans le contexte américain;

* Le coefficient de la variable structure d'actif (TANG) montre un signe négatif et significatif au seuil de 1 pour cent. Ce résultat trouvé est contradictoire à nos attentes qui suggèrent que les actifs corporels sont moins sujets aux asymétries d'informations et constituent une garantie pour les créanciers (Jensen et Meckling, 1976). Toutefois, ce résultat se trouve sur la même lignée que celui trouvé par (Nivorozhkin, 2003) et Haas et Peeters (2004);

* La variable NLD qui mesure les économies d'impôt non liées à l'endettement montre un signe négatif. La théorie de compromis suggère que les firmes qui ont un niveau élevé d'économie d'impôts non lié à l'endettement auront moins d'incitation pour se financer par dette (Miller, 1977; De Angelo et Masulis, 1980). Toutefois, la faiblesse des valeurs du t-student des coefficients obtenus, nous prive d'affirmer que le signe négatif porté par le coefficient (NLD) indique que les amortissements et les provisions ainsi que les économies d'impôts qui en résulte génèrent des cash-flows qui constituent un substitut du financement externe.

Au niveau de la régression (REG2) portant sur le sous échantillon constitué seulement par des firmes contrôlées, nous remarquons que les résultats trouvés sont similaires à ceux obtenus au niveau de l'estimation de la régression (REG1), à l'exception de deux différences. En effet, la variable ACCD devienne non significative. Bien que ce résultat soit contradictoire à nos attentes, il met l'accent sur les spécificités des firmes contrôlées. En effet, cette forme organisationnelle semble avoir d'autres facteurs plus complexes qui guident sa structure de capital (Faccio et al. 2002). De même, la variable taille devienne non significative. Au sein des firmes contrôlées, la taille ne constitue pas un élément qui détermine le recours au financement externe. Du point de vue des créanciers, la taille n'est pas un facteur qui détermine l'octroie des crédits pour les firmes à capital concentré.
Selon les résultats du deuxième modèle portant sur le ratio d'endettement mesuré en valeur de marché (DFM), quatre résultats nécessitent une attention particulière :

* La prise en compte de l'homogénéité de l'échantillon neutralise le pouvoir explicatif de la variable ACCD, toutefois, prises individuellement, cette variable est négativement significative au seuil de 1 pour cent. Ce résultat montre que les firmes caractérisées par une manipulation comptable élevée et ayant une forte propension de conflits font moins appel à l'endettement. Selon la théorie managériale de financement (Zingales et Novaes, 1995; et Novaes, 2003), ce résultat est expliqué par la stratégie déviante pratiquée par les dirigeants en place (ou les actionnaires de contrôle au sien des firmes à capital concentré). En effet, la dette constitue la source la plus contraignante en termes d'accroissement de la latitude managériale.

La régression (REG2) portant sur l'échantillon de firmes contrôlées cherche à se positionner par rapport aux travaux récents qui ont étudié la politique d'endettement des firmes contrôlées en confortant l'hypothèse d'expropriation des actionnaires minoritaires et l'extraction des bénéfices privées de contrôle (Faccio et al., 2001; Anderson et al., 2003; et Filatotchev et al., 2004). Leuz et al. (2002), Liu et Lu (2002) et Haw et al. (2004) définissent la présence des accruals discrétionnaires comme une mesure alternative des bénéfices privés du contrôle. Selon ces auteurs, les actionnaires de contrôle manipulent les chiffres comptables afin de cacher la performance réelle de l'entreprise et d'induire en erreur les actionnaires minoritaires. Nos résultats montrent qu'il existe une relation négative entre la manipulation du résultat et l'endettement. Ce résultat semble conforter l'hypothèse d'aversion au risque au détriment de l'hypothèse d'expropriation des minoritaires par les actionnaires majoritaires. En effet, un endettement excessif augmente le risque de détresse de la firme et réduit les bénéfices privés du contrôle. Nos résultats contredisent les travaux de Filatotchev et al. (2001), Bianco et al. (2001) et Friedman et al. (2003) qui soutiennent que la dette favorise l'expropriation des actionnaires minoritaires (non dilution du capital, neutralisation d'une OPA hostile et augmentation du pouvoir économique).

* Le coefficient de la variable (MTB) change de signe et devient négatif. Ce résultat peut être expliqué selon deux points de vue différents. Selon le premier, la relation négative entre les opportunités de croissance et l'endettement découle de l'hypothèse de sous-investissement de Miller (1977). Le deuxième point de vue s'inspire du courant théorique du Market Timing. En effet, si les ratios MTB sont élevés ceci implique que les firmes sont surévaluées par le marché. Elles profitent donc, de cette opportunité pour se financer par émissions d'actions.

* Le coefficient de la variable RENT devient positif et significatif. Dans les modèles précédents, nous avons trouvé un coefficient négatif qui signifie que plus une entreprise est rentable, moins elle fait recours à l'endettement. Dans le présent modèle, l'adoption d'une mesure marchande semble avoir une influence sur le facteur rentabilité. Un signe positif semble indiquer que la rentabilité économique est un levier inspirant la confiance des créanciers et permettant aux entreprises de s'endetter dans le futur.

* Le signe de la variable structure d'actif (TANG) devient positif. Ce résultat montre que la structure d'actifs influence positivement le ratio d'endettement des firmes tunisiennes. Ce résultat confirme l'hypothèse selon laquelle une forte proportion d'actif immobilisé constitue une garantie pour les créanciers (Frank et Goyal, 2005). Tenant compte du signe non significatif de la variable taille, nous pouvons évoquer le point de vue de Booth et al. (2001) qui suggèrent que la variable structure d'actif présente une garantie que peut offrir une entreprise à ses créanciers. Cette garantie matérielle semble être plus rassurante que sa taille.
## Conclusion

Notre travail s'inscrit dans le cadre des travaux qui ont révélé des relations étroites entre la gouvernance et le bien être de l'entreprise. En particulier, ce travail met l'accent sur une voie de recherche largement inexploitée à savoir la relation entre la gouvernance d'entreprise et la structure du capital (Wirtz, 2002) et cherche à tester l'impact de l'efficacité des mécanismes de gouvernance sur la politique d'endettement des entreprises.

Compte tenu des spécificités du contexte tunisien qui rendent difficile d'établir un indice synthétisant les pratiques en matière de gouvernance, nous avons essayé de retenir la propension de la gestion du résultat « accruals » comme un proxy qui décrit l'efficacité des structures de gouvernance. En effet, plusieurs travaux empiriques aboutissent à une relation négative entre la pertinence des mécanismes de gouvernance et la propension des firmes à gérer leurs résultats comptables (Defond et Jiambalvo, 1991; McMullen, 1996; Wright, 1996; Park, 1998; Carcello et Neal, 2000).

En se basant sur un échantillon total de 41 entreprises tunisiennes, nos résultats ont montré que la variable « accruals discrétionnaires » qui mesure le niveau de manipulation des résultats et qui met l'accent sur la défaillance des mécanismes de gouvernance affecte positivement le recours à l'endettement. Ce résultat indique que les firmes caractérisées par l'importance des conflits d'agence font plus appel à l'endettement. Ce résultat confirme les prédictions de la théorie d'agence (Jensen et Meckling, 1976) et la théorie du Free Cash-flows de Jensen (1986).

Par ailleurs, nous avons retenu un sous échantillon qui regroupe seulement les firmes contrôlées. Lorsque le ratio d'endettement est mesuré en valeur comptable, le pouvoir explicatif de la variable « accruals » (efficacité de la structure de gouvernance) perde sa significativité sur l'endettement. Cependant, lorsque le ratio est mesuré en valeur du marché, la relation entre la propension de manipulation comptable et l'endettement devienne négative. Ce résultat semble se positionner par rapport au débat portant sur la concentration du capital et le recours à l'endettement. En effet, nos résultats infirment l'hypothèse d'expropriation des actionnaires minoritaires qui prévoit une relation négative entre la concentration du contrôle et l'endettement. En effet, les actionnaires de contrôle font un appel accru à l'endettement pour d'extraction des bénéfices privés du contrôle (Johnson et al., 2000), pour conserver le contrôle (Faccio et al., 2004) et pour augmenter leur pouvoir économique (Stulz, 1988). En particulier, nos résultats contredisent les travaux de Leuz et al. (2002) et Liu et Lu (2002) qui ont abouti à une relation positive entre l'endettement et la présence des accruals discrétionnaires qui mesurent l'expropriation des bénéfices privés de contrôles par les actionnaires majoritaires au détriment des minoritaires. Contrairement au contexte américain, les entreprises tunisiennes sont dominées par des actionnaires de contrôle familiaux. Ces derniers sont incités à réduire l'endettement afin de limiter le risque lié à la sous diversification de leur capital humain et financier (Friend et Lang, 1988).

De même, les résultats obtenus arguent que la rentabilité, les opportunités de croissance et la composition des actifs (matériels/immatériels) sont les principaux déterminants de la structure du capital des firmes tunisiennes.

Hamadi Fakhfakh, Maître de Conférences FSEG Sfax, Responsable à l'Unité de Recherche COFFIT hamadi.fakhfakh@fsegs.rnu.tn. Lotfi Ben Jedidia, Maître assistant ESC, Sfax Tunisie Lotfi.bjd@escs.rnu.tn. Rihab Ben Atitallah, Assistante, Membre de l'Unité de Recherche COFFIT rihab_ba@yahoo.fr.

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# ANNEXE

## Tableau A1

Statistiques descriptives des variables expliquées et des variables explicatives

### Groupe: Echantillon total

<table><thead><tr><th>Variables</th><th>Moyenne</th><th>Médiane</th><th>Ecart type</th><th>Minimum</th><th>Maximum</th><th>Nb.obs</th></tr></thead><tbody><tr><td>DTC</td><td>0.5229</td><td>0.5412</td><td>0.5248</td><td>0</td><td>0.9145</td><td>246</td></tr><tr><td>DTM</td><td>0.4946</td><td>0.5002</td><td>0.4005</td><td>0</td><td>0.8850</td><td>246</td></tr><tr><td>ACCD</td><td>0.0036</td><td>0.0452</td><td>0.2174</td><td>-1.0191</td><td>0.513</td><td>246</td></tr><tr><td>RENT</td><td>0.0519</td><td>0.0493</td><td>0.0953</td><td>-0.2591</td><td>1.0678</td><td>246</td></tr><tr><td>MTB</td><td>1.2484</td><td>1.0192</td><td>0.86627</td><td>-1.75</td><td>6.6412</td><td>246</td></tr><tr><td>SIZE</td><td>17.173</td><td>17.274</td><td>1.0952</td><td>12.423</td><td>21.030</td><td>246</td></tr><tr><td>TANG</td><td>0.9941</td><td>0.9240</td><td>0.7276</td><td>0.001</td><td>8.389</td><td>246</td></tr></tbody></table>

### Groupe: Sous échantillon « Firmes contrôlées »

<table><thead><tr><th>Variables</th><th>Moyenne</th><th>Médiane</th><th>Ecart type</th><th>Minimum</th><th>Maximum</th><th>Nb.obs</th></tr></thead><tbody><tr><td>DTC</td><td>0.5421</td><td>0.5614</td><td>0.5666</td><td>0</td><td>0.9145</td><td>200</td></tr><tr><td>DTM</td><td>0.5125</td><td>0.5596</td><td>0.424</td><td>0</td><td>0.8850</td><td>200</td></tr><tr><td>ACCD</td><td>0.38E-03</td><td>0.03934</td><td>0.20879</td><td>-1.14088</td><td>0.5457</td><td>200</td></tr><tr><td>RENT</td><td>0.0498</td><td>0.0486</td><td>0.1005</td><td>-0.2591</td><td>1.0678</td><td>200</td></tr><tr><td>MTB</td><td>1.3460</td><td>1.01925</td><td>0.87048</td><td>-1.0419</td><td>6.6412</td><td>200</td></tr><tr><td>SIZE</td><td>17.318</td><td>17.413</td><td>1.1400</td><td>12.423</td><td>21.030</td><td>200</td></tr><tr><td>TANG</td><td>1.0385</td><td>0.9554</td><td>0.7919</td><td>0.2286</td><td>8.389</td><td>200</td></tr></tbody></table>
## Tableau A2

Matrice de corrélation entre les variables explicatives

SIZE TANG RENT MTB ACCD
SIZE 1.00000
TANG -0.21826 1.0000
RENT -0.29128 0.32632 1.00000
MTB 0.074252 0.011185 -0.089693 1.00000
ACCD 0.056025 0.082261 -0.092641 -0.15165 1.00000

## Tableau A3

Détermination des accruals discrétionnaires à travers modèle de Jones modifié

<table><thead><tr><th colspan="2">OLS</th><th colspan="2">GLS</th></tr><tr><th>Variables</th><th>COEF</th><th>SIG</th><th>COEF</th><th>SIG</th></tr></thead><tbody><tr><td>IMM</td><td>-0.068</td><td>-1.407</td><td>-0.051**</td><td>-2.534</td></tr><tr><td>VAR</td><td>-0.62E-03</td><td>-0.083</td><td>0.26 E-02</td><td>0.286</td></tr><tr><td>C</td><td>-0.049</td><td>-1.289</td><td>-0.064**</td><td>-2.237</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td colspan="2">0.038</td><td colspan="2">0.037</td></tr><tr><td>Hausman</td><td colspan="2">.</td><td>0.44 E-01</td><td>P- Value<br>(0.977)</td></tr><tr><td>Nbr Obs</td><td colspan="2">246</td><td colspan="2">246</td></tr></tbody></table>

<footnote>** Significatif au seuil de 5 %</footnote>
## Tableau A4

### Matrice de corrélation entre IMM et VAR

IMM VAR
IMM 1.0000
VAR -0.086847 1.0000

IMM est le montant des immobilisations de l'entreprises reporté au total actifs;

VAR est la différence entre la variation du chiffre d'affaires et celle des créances clients de la firme i pendant l'année t.

1. Alors que l'indice retenu par Standard & Poor (2002) se base sur la structure de propriété et sa concentration, la nature des relations qui lient les différents acteurs, la transparence et la divulgation de l'information et la structure du conseil d'administration et son fonctionnement, l'Institutionnal Shareholders service (2003) prend en considération 61 variables relatives au conseil d'administration, la rémunération du dirigeant, la structure de propriété, les pilules empoisonnées, la structure de capital et autres facteurs qualitatifs tels que l'âge de la retraite des administrateurs, les réunions des administrateurs externes et le plan de succession du dirigeant.

2. Selon l'étude élaborée par SMART Finance et GMA Capital Markets portant sur le développement des marchés de capitaux en Tunisie menée en 2001.

3. Lee, Ingram et Howard (1999) retiennent les accruals comme un indicateur pour mesurer le niveau du risque de fraude. De même, Leuz et al. (2003) mesurent les « bénéfices privés de contrôle » par les accruals discrétionnaires.

4. Selon Chen et al (2005, P12) « the link between agency risks, corporate governance, and the cost of capital has not been explored before and deserves further investigations ».

5. Selon Gompers, Ishii et Metrick (2003), les conditions suivantes trahissent une mauvaise structure de gouvernance au sein de l'entreprise : - des mesures anti-chantage à l'OPA ; - des actions privilégiées « carte blanche » ; - des lois sur le regroupement d'entreprises ; - des règlements sur les « parties intéressées » ; - des dispositions relatives aux « pilules empoisonnées » ou aux « droits des actionnaires » ; - des parachutes dorés ; - des clauses de majorité qualifiée et des règlements sur l'acquisition « d'actions dominantes ».

6. L'article de Litov emploi indifféremment « enracinement des dirigeants » (managerial entrenchment), « faible gouvernance » (weak governance) et « faibles droits des actionnaires » (weak shareholder rights).

7. Selon que l'indice G est inférieur à 6, compris entre 7 et 8, compris entre 9 et 10, compris entre 11 et 12 ou supérieur à 13.

8.

9. Tout en postulant l'hypothèse de substituabilité de l'endettement et de la structure de gouvernance.

10. « their model may not be applicable to emerging markets with developing legal system, such that an index focusing on internal mechanisms may be more suitable to measure emerging markets corporate governance », p 1.
11 Burak et al. (2005, p.9) notent : « This line of reasoning establishes the level of debt as a determinant of governance and the strength of a firm's governance as a determinant of debt. Despite this apparent relation, researchers have only recently begun to study the relation between governance levels and debt ».

12 Selon Novaes et Zingales (1995), il existe deux perspectives pour analyser la relation
governance - endettement : « Shareholders’ perspective » : (choice of the least expensive
disciplinary device : Market for corporate control or debt) et « Manager’s perspective »
(Minimizes joint probability of losing control in a takeover or in bankruptcy).

13 Berger, Ofek et Yermack (1997) travaillent sur un échantillon de 423 sociétés industrielles pour la période 1984-1991 et arguent que les dirigeants enracinés emploient les capitaux propres au détriment de la dette pour financer les investissements de leurs firmes.

14 Pour une meilleure revue, voir Harris et Raviv (1991).

15 Selon Frank et Goyal (2005) : « Taxes, bankruptcy costs, transactions costs, adverse selection, and agency conflicts have all been advocated as major explanations for the corporate use of debt financing. These ideas have often been synthesized into the trade-off theory and the pecking order theory of leverage ».

16 Guay et al. (1996) et Bartov et al. (2001) estiment que : « Only the Jones and modified Jones models appear to have the potential to provide reliable estimates of discretionary accruals ».

17 Les tests de Wald sont effectués sur les régressions OLS et cherchent de juger la significativité globale des variables dummy sectorielles.