# Conservatisme comptable et coût de la dette : étude sur un échantillon d'entreprises canadiennes
## Accounting conservatism and the cost of debt: A study of a sample of Canadian companies

Mohamed Ali Zarai et Mourad Abderrahim

Volume 6, numéro 1, 2009

URI : https://id.erudit.org/iderudit/1039097ar

DOI : https://doi.org/10.7202/1039097ar

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Éditeur(s)

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

ISSN

1912-0362 (numérique)

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### Citer cet article

Ali Zarai, M. & Abderrahim, M. (2009). Conservatisme comptable et coût de la dette : étude sur un échantillon d'entreprises canadiennes. *Revue Gouvernance / Governance Review*, 6(1). https://doi.org/10.7202/1039097ar

### Résumé de l'article

L'objectif de cette recherche est d'étudier l'impact du conservatisme comptable sur le coût de la dette de la firme. Nous avons utilisé deux modèles pour mesurer le conservatisme comptable à savoir le modèle de Basu (1997), et le modèle de Beaver et Ryan (2000). Sur la base d'un échantillon composé de 85 entreprises canadiennes, nous avons soulevé l'influence du conservatisme comptable sur le coût de la dette. Nos résultats empiriques confirment le fait que, le conservatisme comptable joue un rôle important dans l'atténuation des conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers. En effet, cette évidence nous a guidé pour tester l'influence du conservatisme comptable sur le coût de la dette de la firme. Nous avons trouvé que le conservatisme comptable affecte négativement le coût de la dette.
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# Conservatisme comptable et coût de la dette : étude sur un échantillon d'entreprises canadiennes

Vol.6, No. 1, avril 2009, Page 51

Mohamed Ali Zarai et Mourad Abderrahim

## Introduction

L'importance de l'information comptable est de plus en plus remise en question dans la mesure où l'écart entre la valeur comptable et la valeur de marché est le plus souvent important. Plusieurs raisons expliquent cette inégalité, entre autre, la gestion des données comptables et les choix des méthodes comptables.

Le conservatisme comptable, en lui-même, influence d'une manière signifiante les pratiques comptables. En effet, selon Basu (1997), le conservatisme comptable est la tendance des comptables à adopter un degré élevé (faible) de vérification pour reconnaître les bonnes (mauvaises) informations comme étant des gains (pertes). Cette tendance dans les pratiques influence nécessairement le résultat comptable. L'auteur prévoit que les résultats des exercices comptables reflètent davantage les mauvaises nouvelles plutôt que les bonnes. C'est-à-dire, si une société reçoit des mauvaises nouvelles durant l'exercice en cours, la totalité de l'information sera identifiée et reflétée dans le résultat de cet exercice en raison de la reconnaissance immédiate des mauvaises nouvelles sous l'effet du conservatisme. Conséquemment, les résultats des exercices comptables seront fortement corrélés avec les mauvaises nouvelles y afférentes.

Plusieurs éclairissements ont été avancés par les auteurs pour expliquer le choix des pratiques comptables conservatrices. En effet, Watts (2003a) lie le conservatisme comptable à un certain nombre de facteurs tels que: le rôle de normalisateur et son influence directe à travers les normes comptables qui stipulent une prise en compte d'un certain degré de précaution dans la reconnaissance des pertes aussi bien que des gains. L'auteur suggère que le conservatisme comptable ait aussi pour origine la gestion fiscale suivie par l'entreprise. Selon Watts et Zimmermann (1979), l'intégration des amortissements en tant que charge de l'exercice n'est qu'une pratique qui a pour objectif la réduction de l'impôt sur les bénéfices et qui n'est en d'autres termes qu'une pratique conservatrice.

De même, la pratique du conservatisme comptable peut être expliquée par les relations contractuelles entre l'entreprise et ses partenaires ou entre ces derniers eux mêmes. En effet, la théorie de l'agence développée par Jensen et Meckling (1976) considère l'entreprise comme un nœud de contrats impliquant plusieurs agents économiques. Chaque agent cherche son propre intérêt et ce à travers la maximisation de l'utilité personnelle. Cette divergence comportementale des agents donne lieu à des conflits d'intérêts. Les relations d'agence qui peuvent engendrer des conflits peuvent exister soit entre actionnaires et dirigeants, soit entre actionnaires et créanciers. En effet, les dirigeants de l'entreprise font recours à des pratiques conservatrices dans le but de maximiser leur richesse. Cette situation est favorisée par l'asymétrie d'information qui existe entre les actionnaires et les dirigeants.

Le conflit d'intérêts peut naître aussi de la relation entre les actionnaires et les créanciers. Ces derniers craignent généralement une distribution excessive des dividendes qui peut toucher le capital de l'entreprise ou accroître le risque du non remboursement de la dette. En effet, la
théorie de l'agence suggère que des conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers naissent
à travers les politiques de distribution des dividendes suivies par la firme (Jensen et Meckling,
1976). Pour contrôler ces conflits, les prêteurs recourent, dans les contrats d'endettement, à des
clauses restreignant la politique de distribution de dividendes (Leftwich, 1983; Healy et Palepu,
1990; El-Gazzar et Pastena, 1990). Les créanciers qui encouruent les plus des conflits avec les
actionnaires vont demander aux dirigeants des pratiques comptables conservatrices pour
restreindre le paiement des dividendes. En effet, la volonté des dirigeants envers l'adoption de
pratiques conservatrices dépende du coût qui va être supporté. Par conséquent, nous trouvons
qu'il est intéressant d'effectuer une étude de cette problématique.

Cette étude a pour axe central l'analyse de l'impact des pratiques comptables conservatrices sur la relation entre actionnaires et créanciers l'influence de ces pratiques sur le coût de la dette de l'entreprise.

Dans la section deux, nous présenterons une revue de la littérature. La section trois annoncera nos hypothèses en se référant aux études antérieures. La section quatre sera consacrée à la démarche suivie pour le test des hypothèses. La section cinq tracera nos résultats empiriques. Enfin, la conclusion de notre étude fera l'objet de la section six.

Revue de la littérature

Le conservatisme comptable se présente, aux mains des dirigeants, comme un mécanisme de gestion du résultat qui permet de véhiculer une information précise à travers les états financiers. Cette information est ciblée de façon à répondre aux besoins pressants des actionnaires et des créanciers. En fait, les relations contractuelles influencent la gestion du résultat comptable. L'activité de l'entreprise encourt souvent des relations d'agence; Jensen et Meckling (1976), pionniers de la théorie de l'agence, suggèrent que le comportement des parties impliquées dans ces relations tend vers la maximisation de l'utilité personnelle, ce qui engendre généralement des conflits d'intérêts entre ces parties.

Smith et Warner (1979) soulignent que, pour éviter le risque de non remboursement des prêts, les prêteurs font recours à des clauses contractuelles restreignant le paiement des dividendes et préservant un montant minimal des actifs nets au-delà des mains des actionnaires. Watts et Zimmermann (1986) ont prouvé que les firmes les plus endettées cherchent à gonfler les bénéfices actuels à travers le changement des pratiques comptables. Les auteurs ont étudié le rôle de l'information comptable dans le processus du contrat d'endettement et ils se sont focalisés sur l'influence des choix comptables opérés sur la violation des clauses contractuelles. Leurs constats et évidences empiriques ont fait l'objet d'un cadre théorique qui a servi de base pour d'autres recherches, entre autres, Duke et Hunt (1989) et De Angelo et al. (1994).

Ball et al. (2000) ont prouvé que les changements des pratiques conservatrices influencent les relations contractuelles. Doukas et Pantzalis (2003) ont examiné les conflits d'intérêts entre les actionnaires et les créanciers des firmes multinationales et nationales. Les auteurs ont expliqué que pour échapper des pressions des créanciers, les firmes font recours aux emprunts à court terme plutôt qu'aux emprunts à long terme. De ce fait, les conflits d'intérêts qui peuvent naître entre ces derniers et les actionnaires seront réduits.

Anwer et al. (2002) ont étudié le conservatisme comptable face à la relation entre actionnaires et créanciers. Les auteurs ont trouvé que le conservatisme joue un rôle important dans l'atténuation des conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers. Les auteurs ont trouvé aussi que le conservatisme affecte le coût de la dette de la firme.

Watts (2003a, 2003b) a lié le conservatisme comptable à des explications contractuelles.
L'auteur ajoute que les prêteurs visent la minimisation du risque de non remboursement. Ces
derniers cherchent à diminuer le montant des bénéfices distribués. En fait, Watts (2003a) a
suggéré que le conservatisme comptable est bénéfique aux prêteurs. Zhang (2004) a étudié l'importance du conservatisme comptable pour les prêteurs et les emprunteurs. L'auteur a prouvé que l'effet de ce principe est bénéfique pour les deux parties. Childs et al. (2005) ont examiné l'effet de conflits d'intérêts, entre actionnaires et créanciers, sur la politique d'investissement suivie par la firme.

Wittenberg (2005) suggère que l'application du conservatisme comptable contribue à la réduction du coût de la dette. En effet, l'auteur a constaté que les firmes qui tendent à des pratiques comptables conservatrices bénéficieront d'un taux d'intérêt plus réduit que celui qui a été accordé auparavant par le même prêteur.

Peek et al. (2006) ont trouvé une corrélation négative entre le conservatisme comptable et le conflit d'intérêts qui peut naître entre créanciers et actionnaires. Les auteurs suggèrent que plus les créanciers demandent l'adoption des pratiques comptables conservatrices plus le conflit d'intérêts entre ces derniers et les actionnaires sera réduit. Les auteurs ont trouvé que le conflit d'intérêt dans les entreprises privées est moins important que dans celles publiques. En effet, les auteurs suggèrent que les actionnaires des entreprises privés cherchent à améliorer la relation avec leurs créanciers dont l'intention est de réduire les coûts futurs de la dette.

Guay et Verrecchia (2006) suggèrent que les firmes tendent généralement à des pratiques comptables conservatrices qui minimisent le montant des charges d'impôt payé du fait que l'impôt supporté figure dans les états financiers de celles-ci. En effet, des telles mesures permettent de réduire la charge d'impôt supportée et d'améliorer l'image de la firme.

En fait, plusieurs déterminants ont été liés aux pratiques comptables conservatrices. Ces déterminants ont pour origine les relations contractuelles entretenues entre la firme et ses partenaires.

## Hypothèses de base

Il en découle de l'analyse théorique précédente que le choix des méthodes comptables n'est pas neutre. En fait, le conservatisme comptable en tant qu'un principe comptable influence d'une manière signifiante les états financiers de l'entreprise. Ce principe est devenu un enjeu important entre les mains des dirigeants.

En réalité, influencés d'une part par leurs propres intérêts et d'autre part par les intérêts des actionnaires et des créanciers de l'entreprise, les dirigeants adoptent, suivant les situations, les pratiques comptables les plus appropriées.

Les dirigeants cherchent, généralement, les pratiques qui atténuent au mieux les conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers et qui réduisent le coût de la dette de l'entreprise.

## Conservatisme comptable et conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers

Pour mettre en relation le conservatisme comptable face aux conflits d'intérêts entre créanciers et actionnaires, il est inévitable d'étudier le principe du conservatisme comptable sans passer par les recherches antérieures mesurant cet effet et par les attributs qui nous renseignent sur les conflits d'intérêts.

## Mesure du conservatisme comptable

Les recherches se basent sur trois mesures principales pour tester l'effet du conservatisme : la mesure des bénéfices comptables/accruals, la mesure de l'actif net et la mesure des bénéfices / rendements des actions.

La première mesure traite le rapport entre les bénéfices comptables et les accruals. Watts (1993) prévoit que les changements des résultats négatifs ont plus de tendance à se renverser dans
l'année qui suit. Par contre, pour les résultats positifs, la tendance est l'inverse. La raison est que les changements négatifs inclussent une sous-évaluation des actifs et une surévaluation des passifs.

La deuxième mesure du conservatisme comptable émane du travail de Feltham et Ohlson (1995) à travers le ratio de la valeur comptable par rapport à la valeur du marché. Ce rapport a été employé pour mesurer les changements du conservatisme comptable dans le temps (Anwer et al., 2002; Beaver et Ryan, 2000; Givoly et Hayn, 2000).

La troisième mesure a été introduite par Basu en 1997. Pour exposer l'effet du conservatisme comptable, l'auteur a employé une régression renversée de la relation entre les bénéfices et les rendements.

## Attributs de conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers

Quatre attributs de conflits d'intérêts ont été adoptés par Anwer et al. (2002) : le degré d'incertitude des dirigeants, la politique de dividende suivie par la firme, l'endettement de celle-ci et l'importance de ses actifs immobilisés.

Le premier attribut est celui du degré d'incertitude des dirigeants qui a un effet sur la qualité des bénéfices. Watts (2003a) suggère que les dirigeants qui subissent des difficultés dans l'estimation de leurs résultats futurs ont tendance à adopter des pratiques comptables plus conservatrices. Ceci influence d'une manière signifiante la politique de distribution de dividendes considérée comme l'attribut principal de conflit d'intérêts. Le deuxième à savoir, l'endettement de la firme est un indicateur sur le degré de conflits d'intérêts. À cet effet, la firme la plus endettée subira une pression plus élevée de la part des créanciers.

Reste donc l'importance des actifs immobilisés comme étant un dernier attribut. Etant donné que les actifs non courants représentent un gage pour les créanciers et que les actionnaires n'auront pas tendance à liquider des actifs fixes pour distribuer des dividendes, les créanciers n'auront pas besoin de réclamer des clauses restrictives dans les contrats d'endettement. A cet effet, les firmes qui détiennent des valeurs importantes d'actifs non courants auront moins recours à des pratiques comptables conservatrices (Anwer et al, 2002).

## Conservatisme comptable face aux conflits d'intérêts

Etant donnée que, la politique de distribution des dividendes représente l'attribut principal des conflits d'intérêts, il s'avère important de révéler le rôle des pratiques comptables conservatrices dans l'atténuation de ce conflit. En effet, Kalay (1982) suggère que la restriction de paiement des dividendes dans les clauses des contrats d'endettement se fait de deux manières : soit d'une manière directe par laquelle les prêteurs prévoient explicitement la restriction de paiement des dividendes; soit d'une manière indirecte en exigeant le maintien des seuils bien déterminés au niveau de certains ratios du bilan.

Selon Anwer et al. (2002), les contrats d'endettement influencent les pratiques comptables. En effet, les prêteurs demandent, généralement, aux dirigeants l'adoption des pratiques comptables conservatrices pour atténuer leur risque; aussi que les firmes les plus endettées recourent à des pratiques conservatrices dont l'objectif est la réduction du coût de la dette.

Selon Zhang (2004) les pratiques comptables conservatrices sont bénéfiques aux deux parties de ce conflit. En effet, les créanciers cherchent à réduire leur risque alors que les actionnaires visent à améliorer la situation financière de la firme en cherchant les sources de financement de leurs investissements. En fait, les firmes vont pratiquer une comptabilité conservatrice pour donner une meilleure réputation, de la part de ses créanciers, à travers les états financiers publiés.
De ce fait, le conservatisme comptable joue un rôle important dans l'atténuation des conflits d'intérêts entre les actionnaires et les créanciers. En conséquence, nous présumons que les firmes qui encourent moins des conflits d'intérêts ont tendance à adopter des pratiques comptables conservatrices. D'où, notre première hypothèse est formulée comme suit :

**Hypothèse 1.** Les firmes qui encourent des conflits d'intérêts entre les créanciers et les actionnaires adoptent des pratiques comptables plus conservatrices.

## Conservatisme comptable et coût de la dette

Quant à l'impact des pratiques comptables conservatrices sur le coût de la dette, Anwer et al. (2002) suggèrent que les firmes qui adoptent une comptabilité conservatrice ont des niveaux de solvabilité plus favorables. Ces derniers vont subir de faibles coûts de dettes.

Etant donné que le conservatisme comptable est l'ensemble des pratiques comptables visant l'adoption d'un degré élevé (faible) de vérification pour la constatation des bonnes (mauvaises) nouvelles en tant que gains (pertes) (Basu, 1997), les créanciers auront une signalisation plus rapide des mauvaises nouvelles à travers les états financiers. En effet, les créanciers auront tendance à exiger des pratiques comptables conservatrices dans la mesure où ces dernières contribuent à la préservation de l'actif de l'entreprise. Par ce fait, le niveau du risque du non remboursement sera atténué et les prêteurs auront tendance à diminuer le taux d'intérêt appliqué sur les prêts (Zhang, 2004). Donc, le taux d'endettement de l'entreprise devrait normalement être lié positivement aux pratiques comptables conservatrices.

Le ratio d'endettement a été utilisé par Anwer et al. (2002) pour approximer le coût de la dette de l'entreprise. Les auteurs ont utilisé les ratios d'endettement fixés par l'agence de notation de Standard & Poor's.

Zhang (2004) a utilisé, aussi, ce ratio pour mettre en relation le coût de la dette face au conservatisme comptable. En effet, l'auteur a régressé les valeurs minimales et maximales de ce ratio par rapport aux attributs du conservatisme où il a trouvé une forte corrélation. Nous présumons que les firmes qui optent pour des pratiques comptables conservatrices ont un coût de dette plus faible. D'où, notre deuxième hypothèse est formulée comme suit :

**Hypothèse 2.** Le conservatisme comptable affecte négativement le coût de la dette.

## Démarche suivie pour le test des hypothèses

Pour mettre en exergue la relation entre le conservatisme comptable et les conflits d'intérêts des créanciers et des actionnaires il s'avère nécessaire d'identifier les variables de base de notre modèle.

Nous constatons qu'il est indispensable de tester la présence de l'effet du conservatisme comptable pour tester par la suite et en premier lieu l'hypothèse selon laquelle, les firmes qui encourent des conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers adoptent des pratiques comptables plus conservatrices et par la suite l'hypothèse selon laquelle, le conservatisme comptable affecte négativement le coût de la dette.

## Mesure du conservatisme comptable

Pour tester la présence de l'effet du conservatisme comptable, nous ferons recours, dans une première étape, à la mesure la plus utilisée dans la littérature, celle de Basu (1997).

La mise en relation de l'effet du conservatisme comptable face au coût de la dette nécessite aussi le recours à une deuxième mesure de cet effet qui nous permet de déceler les effets individuels, c'est-à-dire l'effet du conservatisme comptable par firme. En fait, la recherche
pionnière qui a mis en relation le conservatisme comptable et les conflits d'intérêts entre les actionnaires et les créanciers est celle de Anwer et al. (2002). Ces derniers ont adopté une mesure du conservatisme comptable se basant sur le travail de Beaver et Ryan (2000) qui la considèrent comme étant la plus appropriée pour soulever l'effet du conservatisme comptable par firme.

En effet, le choix de ces deux modèles n'est pas arbitraire. Le modèle de Basu (1997) est un modèle qui se base sur la relation bénéfice comptable face aux rendements des actions, alors que le modèle de Beaver et Ryan (2000) a été fondé sur le travail du Feltham et Ohlson (1995) mettant en relation le ratio *book-to-market* face aux rendements. Nous adoptons deux mesures de l'effet du conservatisme celle de Basu (1997) et celle de Beaver et Ryan (2000).

## Mesure de Basu (1997)

Pour mesurer l'effet du conservatisme comptable, Basu (1997) a utilisé une régression inversée des bénéfices par rapport aux rendements pour un portefeuille des firmes et qui s'écrit comme suit :

$$ [X_{it} / P_{it-1}] = \alpha_0 + \alpha_1 DR_{it} + \beta_0 R_{it} + \beta_1 DR_{it} \times R_{it} + \varepsilon_{it} $$

Avec $X_{it}$ : bénéfice de la firme i (accruals et cash flows opérationnels) pour l'année fiscale t, divisé par la valeur du marché ou le prix de l'action au début de l'année fiscale t [$P_{it-1}$],

$DR_{it}$ : variable dummy (1 si le rendement de l'année t est *positif*, 0 si le rendement de l'année t est *négatif*),

$R_{it}$ : rendement de l'action pour la firme i pour l'année fiscale t,

$\varepsilon_{it}$ : biais aléatoire.

Les coefficients de réponse pour les bonnes et les mauvaises nouvelles sont représentés respectivement

par

$$ \beta_0 \text{ et } (\beta_0 + \beta_1) $$

Le coefficient

$$ \beta_1 $$

est un coefficient de réponse qui permet de détecter l'effet des mauvaises nouvelles. Selon Basu (1997), sous le conservatisme comptable, on s'attend à ce que $(\beta_0 + \beta_1)$ soient positifs, et on s'attend aussi à ce que le rapport

$$ (\beta_0 + \beta_1) / \beta_0 $$

, soit supérieur à 1 parce que les variables comptables sont plus sensibles aux mauvaises nouvelles qu'aux bonnes nouvelles.

On s'attend donc à déterminer le coefficient qui nous permet de mesurer de l'effet du conservatisme comptable. Donc nous aurons la formule suivante :

$$ \text{Cons} = (\beta_0 + \beta_1) / \beta_0 $$

Avec *Cons* : la mesure de l'effet du conservatisme comptable.
## Mesure de Beaver et Ryan (2000)

Beaver et Ryan (2000) utilisent une mesure du conservatisme comptable qui se base sur un coefficient spécifique à chaque firme. Ce modèle s'écrit comme suit :

$$BTM_{it} = \alpha + \sum_{k=0}^{J} \beta_k R_{it-k} + \alpha_i + \alpha_t + e_{it}$$

Avec BTM : ratio de la valeur comptable par rapport à la valeur du marché pour l'année fiscale t. $R_{i,t-k}$ : rendements annuels en excluant les dividendes pour la firme i de l'année fiscale t-k. En effet, $\alpha_i$ et $\alpha_t$ sont des coefficients qui mesurent respectivement l'effet du conservatisme comptable spécifique à chaque firme et à chaque année. Cette mesure repose sur le fait que le rendement de l'action incorpore l'information plus rapidement que la valeur comptable de l'action. Le coefficient $\beta$ mesure la sensibilité du ratio *book-to-market* aux rendements actuels et passés. En effet, le ratio BTM de l'année t est en fonction des rendements de l'année t et des années t-k.

Etant donné que le principe du conservatisme comptable requière une vérification sévère pour constater les bonnes nouvelles en tant que gains que les mauvaises nouvelles en tant que perte, il s'avère donc normal de se trouver face à un retard d'enregistrement des gains. En effet, la valeur du marché de l'action est le résultat d'un ajustement immédiat des bonnes et des mauvaises nouvelles. De ces faits, Beaver et Ryan (2000) ont introduit leur hypothèse selon laquelle la valeur comptable de l'action intégrera normalement les bonnes nouvelles moins rapidement que la valeur du marché de l'action. En fait, les $\beta_k$ ne sont en d'autres termes que les coefficients de mesure de la sensibilité des ratios BTM aux rendements de l'action qui nous permettent de détecter la présence de l'effet du conservatisme comptable.

Anwer et al. (2002) justifient le choix de ce modèle par le fait qu'il s'agit d'un agrégat de mesure qui récapitule l'effet du conservatisme comptable. De même, les auteurs ajoutent que, contrairement aux autres mesures qui utilisent des variables à base d'indicateurs, cette mesure se base sur la simple relation entre le ratio de la valeur comptable par rapport à la valeur du marché et sa relation avec les rendements actuels et passés des actions. En effet, les autres variables sont non seulement difficiles à agréger, mais elles ne reflètent pas des différences dans l'importance du conservatisme à travers les firmes (Anwer et al., 2002).

## Test de la première hypothèse

Pour tester la première hypothèse qui prédit que les firmes qui encourent des conflits d'intérêts entre les actionnaires et les créanciers tendent à des pratiques comptables conservatrices, nous mettrons en relation le conservatisme comptable (tel que mesuré par l'un des coefficients calculés à travers les modèles du Basu (1997) ou de Beaver et Ryan (2000)) en tant que variable à expliquer avec les différentes variables explicatives.

Le modèle s'écrit, donc, comme suit :

$$CONS_i = \alpha + \beta_1 STDROA_i + \beta_2 DIVACT_i + \beta_3 DTLT_i + \beta_4 EMPB_i + \beta_5 INTENS_i + \beta_6 TAIL_i + \beta_7 ROA_i + \beta_8 R_i + \beta_9 IMPB_i + \varepsilon_i$$

Avec :

CONS_i = coefficient de mesure de l'effet du conservatisme comptable par firme correspondant à CONSBTM dans le cas d'un effet mesuré à travers le modèle de Beaver et Ryan (2000) ou
CONSACC dans le cas de modèle de Basu (1997) mesuré par le coefficient de sensibilité des mauvaises nouvelles par rapport aux bonnes issu d'une régression par firme,

STDROAi = écart type du rendement par rapport au total d'actif (ROA),

DIVACTi = dividendes divisés par le total d'actif,

DTLTi = dettes à long terme divisées par le total d'actif,

EMPBi = emprunts bancaires divisées par le total d'actif,

INTENSi = immobilisations corporelles divisées par le total d'actif,

TAILi = logarithme népérien du total d'actif,

PROFi = bénéfice net avant éléments extraordinaires divisé par le total d'actif,

R&Di = dépenses en activités de recherche et développement,

IMPBi = impôts sur les bénéfices divisés par le total d'actif.

La variance du rendement par rapport au total d'actif (STDROA) sera utilisée comme indicateur du degré d'incertitude opérationnelle de dirigeants. Cette variable semble être en corrélation avec le conservatisme comptable. En effet, dans une situation d'incertitude, les dirigeants ont tendance à adopter des pratiques plus conservatrices.

Nous avons aussi besoin d'une variable qui signale l'effet de la politique de l'entreprise en matière de distribution des dividendes. C'est pour cela que nous faisons recours au rapport des dividendes par rapport au total d'actif (DIVACT).

Nous avons aussi besoin d'une variable qui contrôle l'endettement de l'entreprise à travers les dettes supportées par la firme. En effet, la base de données STOCK GUIDE nous a permis de soulever deux variables permettant de soulever l'endettement de la firme. La première variable DTLT regroupe l'ensemble de dettes dans lesquelles le remboursement excède une année déflatée par le total de l'actif. En fait, cette variable incorpore les emprunts obligataires émis par la firme, toutes type de crédit qui dépasse une année. La deuxième variable permettant le contrôle de l'endettement est celle de EMPB. Cette variable inclut les crédits sollicités de la part des banques et des autres organismes financiers déflatée aussi par le total d'actif.

Une variable qui mesure l'intensité de l'entreprise en terme de possession d'immobilisations (INTENS) s'avère nécessaire pour contrôler le conflit d'intérêts qui peut naître entre actionnaires et créanciers. En fait, une entreprise qui détient une forte intensité en terme d'immobilisations corporelles ne semble pas avoir des conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers.

Le contrôle de la taille d'une firme, à travers la variable TAIL vient du fait que la firme de grande taille pratique souvent une comptabilité plus conservatrice (Zmijewski et Hagerman, 1981). En effet, les firmes de grande taille engagent généralement des coûts politiques élevés.

L'impôt payé influence d'une manière signifiante les pratiques comptables de la firme. Maints chercheurs (Shackelford et Shevlin, 2001; Watts, 2003a, ...) ont soulevé que l'impôt incite les dirigeants à tendre à des pratiques comptables conservatrices. En fait, les firmes qui payent des sommes importantes en terme d'impôt sur les bénéfices sont généralement des firmes de grandes tailles. Ainsi, les pratiques de ces dernières sont plus contrôlables de la part de l'État.

Guay et Verrecchia (2006) suggèrent que les firmes tendent généralement à des pratiques comptables conservatrices qui minimisent les charges d'impôt payées du fait que l'impôt supporté figure dans les états financiers de celles-ci. En effet, de telles mesures permettent de réduire la charge d'impôt supportée et d'améliorer l'image de la firme. De ce fait, on s'attend à ce que les firmes qui payent des sommes importantes en terme d'impôt sur les bénéfices auront
des faibles tendances à des pratiques comptables conservatrices. Pour ce faire, nous avons intégré une variable de contrôle IMPB qui tient compte de l'impôt sur les bénéfices.

Reste donc une dernière variable, celle des sommes dépensées en terme d'activités de recherche et du développement. Cette variable est un indicateur sur la croissance réalisée par l'entreprise durant l'exercice d'exploitation. Beaver et Ryan (2000) suggèrent que le biais qui caractérise le ratio *book-to-market* a pour origine les méthodes comptables choisies telles que le choix d'une méthode d'amortissement accéléré ou encore les sommes dépensées en terme d'activités de recherche et développement. Selon Anwer *et al.* (2002), le conservatisme comptable est affecté en lui-même par l'opportunité de croissance, dans la mesure où les conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers ont pour origine la saisie des actionnaires des opportunités de croissance. Il s'avère donc indispensable l'ajout de cette variable pour contrôler nos mesures du conservatisme comptable.

## Test de la deuxième hypothèse

La deuxième hypothèse prédit que le conservatisme comptable affecte négativement le coût de la dette. Il s'agit donc de régresser le coût de la dette à travers le ratio d'endettement comme variable à expliquer par rapport aux variables qui mesurent le conservatisme comptable. Pour mesurer le coût de la dette, Sen Gupta (1998) a utilisé le taux de rendement actuariel de la première dette émis et le coût total des intérêts de la première dette émis.

Reeb, Mansi, et Allee (2001) ont utilisé le taux de rendement actuariel et le degré de solvabilité comme deux mesures de coût de la dette. Anwer *et al.* (2002) ont régressé leur modèle à travers un échantillon des entreprises américaines et ils ont choisi la classification numérique, allant de 1 à 21, du coût de la dette en se basant sur les données du cabinet international de notation Standard & Poors.

La mesure du coût de la dette repose sur plusieurs méthodes. En effet, Pittman et Fortin (2004) dans leur recherche qui s'intéresse à la relation entre la qualité de choix des auditeurs et le coût de la dette ont utilisé le rapport entre les charges financières et les dettes à long terme.

Plusieurs chercheurs tels que (Bhojraj et Sen Gupta, 2003; Anderson, Mansi et Reeb, 2003; Anderson, Mansi et Reeb, 2004; Klock, Mansi et Maxwell, 2004) ont utilisé le taux de rendement actuariel pour mesurer le coût de la dette.

Etant donné que la détermination du taux actuariel et le recours aux ratings des agences de notation nécessitent l'existence des informations spécifiques, nous adopterons une démarche similaire à celle de Pittman et Fortin (2004).

Le modèle s'écrit comme suit :

$$CFD_i = \alpha + \beta_1CONS_i + \beta_2PROF_i + \beta_3DTLT_i + \beta_4EMPB_i + \beta_5TAIL_i + \beta_6BETA_i + \varepsilon_i$$

Avec :

CFDi = rapport entre les charges financières par rapport aux dettes à long terme de la firme i,

CONSi = effet du conservatisme comptable correspondant à CONSBTM dans le cas d'un effet mesuré à travers le modèle de Beaver et Ryan (2000) ou CONSACC dans le cas du modèle de Basu (1997),

PROFi = profitabilité mesurée par le ratio ROA,

BETAi = bêta du modèle de MEDAF estimé sur une période de six ans fourni par notre base de données.
L'intégration de la variable CONS est indispensable pour soulever la question d'une relation
réciproque entre le conservatisme comptable et le ratio de la dette. L'ajout des autres variables
telles que PROF, DTLT, EMPB et TAIL est justifié par Kaplan et Urwitz (1979). En effet, ces
auteurs suggèrent que les caractéristiques de la firme qui sont associées avec le ratio
d'endettement sont liées généralement à des variables telles que la taille, la profitabilité et les
risques liées aux actions.

Résultats empiriques

Sur la base d'un échantillon des entreprises canadiennes, nous tentons de soulever le rôle du conservatisme comptable dans l'atténuation de conflits d'intérêts et dans la réduction du coût de la dette.

Présentation de l'échantillon

L'échantillon se compose de 85 firmes canadiennes cotées sur la bourse de Montréal, extraites de la base de données STOCK GUIDE. L'échantillon est étudié en coupe transversale en procédant au calcul de la moyenne des observations par firme et pour chaque variable sur une période allant de 1997 à l'année 2003.

Cet échantillon a été choisi après satisfaction des critères suivant, à savoir:

* disposer de toutes les données nécessaires pour la période de l'étude et pour la période allant de 1990 à 1996 afin de satisfaire le calcul de certaines variables et pour des fins économétriques;

• ignorer les institutions financières à cause de leur caractère spécifique;

* éliminer les firmes dont lesquelles le ratio dette à long terme (somme des dettes à long terme et des emprunts bancaires divisés par le total d'actif) présente un taux inférieur à 12 pour cent. En effet, Zhang (2004) a adopté un tel critère pour contrôler le conflit d'intérêts entre les actionnaires et les créanciers. En fait, les firmes dans lesquelles ce taux est inférieur au seuil de 12 pour cent présente un niveau faible de conflit d'intérêts.

Sur la base de notre échantillon, nous tentons de tester le rôle du conservatisme comptable dans l'atténuation de conflits d'intérêts et son influence sur le coût de la dette.

Conservatisme comptable et conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers : Résultats de la première hypothèse

Nous allons tester notre hypothèse selon laquelle le conservatisme comptable atténue le conflit d'intérêts qui peut naître entre actionnaires et créanciers. Sur la base de cet échantillon, nous avons procédé à l'estimation de nos modèles.

Nous avons essayé dans un premier temps de déterminer les coefficients de corrélation de Spearman en ce qui concerne les attributs principaux du conflits d'intérêts à savoir l'incertitude opérationnelle du dirigeant, la politique de dividende suivie et le niveau d'endettement de la firme. Anwer et al. (2002) prévoient que ces coefficients doivent être corrélés positivement avec la variable mesurant l'effet du conservatisme comptable.

En effet, la corrélation entre la variable mesurant l'effet du conservatisme comptable selon le
modèle de Basu (1997) et le degré d'incertitude des dirigeants présente un coefficient de
Pearson significatif à 99 pour cent de l'ordre de 0,415. Anwer et al. (2002) ont trouvé un
coefficient de l'ordre de 0,107. De même, la variable mesurant l'effet du conservatisme
comptable selon le modèle de Beaver et Ryan (2000) présente un coefficient corrélation de
Pearson et de Spearman significatifs à 90 pour cent qui sont respectivement de l'ordre de 0,171 et de 0,177.

En ce qui concerne, la politique de dividende suivie et selon le modèle de Basu (1997), nous avons trouvé un coefficient de corrélation de Pearson négatif et non significatif de l'ordre de -0,017 et positif non significatif pour celle de Spearman. D'après l'application du modèle de Beaver et Ryan (2000), nous avons trouvé des coefficients de corrélation positifs mais non significatifs.

Pour les variables DTLT et EMPB reflétant la mesure du niveau d'endettement de la firme les coefficients de corrélation sont dans la plupart des cas positifs mais non significatifs. En fait, cette faiblesse est justifiée par le nombre limité des observations utilisées dans l'échantillon.

Le coefficient de corrélation de Spearman entre la variable mesurant le conservatisme comptable à travers le modèle de Basu (1997) et la variable EMPB présente une significativité positive de l'ordre de 99 pour cent. Le coefficient de Spearman présente une corrélation positive pour les deux modèles avec une significativité à l'ordre de 95 pour cent pour celui de Beaver et Ryan (2000). Les résultats sont similaires à ceux de Anweret al. (2002). Ainsi, nous pourrons dire que les firmes les plus endettées couvrent des conflits d'intérêts sévères entre actionnaires et créanciers et ainsi celles-ci tendent à des pratiques comptables conservatrices.

La variable de contrôle INTENS mesurant la capacité de la firme en terme de possession des actifs immobilisés présente des coefficients négativement corrélés avec la mesure de Basu (1997) et celle de Beaver et Ryan (2000). En fait, et comme prévu, nous constatons que les firmes qui détiennent des valeurs importantes en terme d'actifs immobilisés n'auront pas tendance à des pratiques comptables conservatrices. Ainsi les coefficients de Spearman sont négatifs et significatifs respectivement à 99 pour cent et à 95 pour cent présentant des valeurs de l'ordre de -0.312 pour le modèle de Basu (1997) et -0.199 pour le modèle de Beaver et Ryan (2000). De même, les coefficients de Pearson sont négatifs et significatifs à 99 pour cent et à 90 pour cent de l'ordre de -0.281 pour le modèle de Beaver et Ryan (2000) et de l'ordre de -0.183 pour celui de Basu (1997).

Les variables de contrôle à savoir : TAIL, PROF, R&D et IMPB sont prévues être corrélées positivement avec la variable mesurant l'effet du conservatisme comptable.

En effet, la variable TAIL présente un coefficient de Pearson positif et significatif à 95 pour cent pour la mesure de Beaver et Ryan (2000) et négatif non significatif pour celle de Basu (1997). Cette corrélation positive justifie la relation entre la taille de la firme et le conservatisme comptable. En fait, les firmes qui tendent à des pratiques comptables conservatrices sont souvent des firmes de grande taille. Pour les coefficients de corrélation de Spearman sont positifs mais non-significatifs.

La variable PROF présente un coefficient de Pearson positif pour le modèle de Basu (1997). En fait, cette corrélation est significative à 99 pour cent de l'ordre de 0.230. Pour celle de Pearson, le coefficient est positif mais non significatif.

En ce qui concerne les opportunités de croissance mesurées par les dépenses en terme des activités de recherche et développement, le modèle de Beaver et Ryan (2000) présente des coefficients de corrélation de Spearman et Pearson positifs et significatifs respectivement à 95 pour cent et à 90 pour cent et qui sont respectivement de l'ordre de 0,219 et 0,198. Pour le modèle de Basu (1997) les coefficients sont positifs. La significativité touche seulement le coefficient Spearman avec une valeur de l'ordre de 0.189 à 95 pour cent.

La variable IMPB permet de soulever si l'impôt supporté incite les firmes à prendre des pratiques comptables conservatrices. Ainsi, nous avons trouvé que les coefficients de Spearman et Pearson pour cette variable mise en relation avec la mesure du conservatisme comptable moyennant le
modèle de Beaver et Ryan (2000) sont négatifs et significatifs respectivement à 99 pour cent et à 95 pour cent avec une corrélation de l'ordre de -0.428 et -0.311. Les coefficients de corrélation pour cette variable mise par rapport au modèle de Basu (1997) sont positifs et non significatifs.

## Tableau 1

### Conservatisme comptable et conflit d'intérêts entre actionnaires et créanciers

<table><thead><tr><th colspan="2">CONSBTM</th><th colspan="4">CONSACC</th></tr><tr><th>Variables</th><th>Signes prévus</th><th>Coefficients</th><th>t-statistique</th><th>Coefficients</th><th>t-statistique</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constante</td><td>?</td><td>-0.2521436</td><td>-0.68</td><td>-5.117404</td><td>-1.27</td></tr><tr><td>STDROA</td><td>+</td><td>0.002432</td><td>0.80</td><td>0.1492257**</td><td>4.56</td></tr><tr><td>DIVACT</td><td>+</td><td>6.737414</td><td>1.87</td><td>-2.258532</td><td>-0.06</td></tr><tr><td>DTLT</td><td>+</td><td>0.6969009*</td><td>1.98</td><td>-2.529052</td><td>-0.67</td></tr><tr><td>EMPB</td><td>+</td><td>0.1308526</td><td>0.10</td><td>32.19554**</td><td>2.27</td></tr><tr><td>INTENS</td><td>-</td><td>-0.9720552**</td><td>-3.18</td><td>-7.427056**</td><td>-2.26</td></tr><tr><td>TAIL</td><td>+</td><td>0.0811379**</td><td>2.49</td><td>0.37375</td><td>1.07</td></tr><tr><td>PROF</td><td>+</td><td>-0.0001574</td><td>-0.03</td><td>0.12683**</td><td>2.42</td></tr><tr><td>R&D</td><td>+</td><td>0.00000174</td><td>0.65</td><td>-0.0000067</td><td>-0.23</td></tr><tr><td>IMPB</td><td>-</td><td>-0.0116383**</td><td>4.08</td><td>0.0314164</td><td>1.02</td></tr><tr><td>Fisher empirique</td><td></td><td>4.85**</td><td></td><td>4.36**</td><td></td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td></td><td>36.78%</td><td></td><td>34.37%</td><td></td></tr><tr><td>R<sup>2</sup> ajusté</td><td></td><td>29.19%</td><td></td><td>26.49%</td><td></td></tr><tr><td>Statistique Durbin-Watson</td><td></td><td>2.1147</td><td></td><td>1.9364</td><td></td></tr></tbody><tfoot><tr><td colspan="6">* Significativité à 95%. ** Significativité à 99%.</td></tr></tfoot></table>

En effet, le tableau 1 résume nos résultats empiriques. Le coefficient de détermination R² est de l'ordre 34.37 pour cent avec un R² ajusté de 26.49 pour cent pour le modèle de Basu (1997). Pour celui de Beaver et Ryan (2000), le coefficient de détermination R² est de l'ordre de 36.78 pour cent avec un R² ajusté de l'ordre 29.19 pour cent. Le Fisher empirique pour les deux modèles sont significatifs à 99 pour cent.
Pour celui de Beaver et Ryan (2000), nous avons soulevé la présence d'une hétérosedasticité. Ainsi, nous avons remédié à un tel problème en régressant le modèle moyennant l'estimateur de moindres carrés généralisés. En fait, les résultats marquent une différence minime par rapport à celle provenant d'une estimation par moindres carrés ordinaires.

Les variables STDROA, DIVACT, DTLT, EMPB et INTENS sont les cinq attributs de conflit d'intérêts que nous tentons de contrôler. Les autres variables sont des variables de contrôle de l'effet du conservatisme comptable.

En effet, concernant l'incertitude des dirigeants dans l'exercice de leur fonction mesurée par la variance du ratio ROA, est positivement liée à l'effet du conservatisme comptable mesuré à travers le modèle de Basu (1997) avec une significativité de 99 pour cent à l'encontre du celui de Beaver et Ryan (2000), la variable STDROA est non significative. En fait, Anwer et al. (2002) ont trouvé un coefficient positif et significatif à 99 pour cent qui confirme l'hypothèse selon laquelle l'incertitude des dirigeants dans l'exercice de leurs fonctions incite ces derniers à tendre à des pratiques comptables conservatrices.

En ce qui concerne la politique de distribution des dividendes, la variable (DIVACT) admet un coefficient significatif à 90 pour cent avec une valeur de Student de l'ordre de 1.87 pour le modèle de Beaver et Ryan (2000). La mise en relation de cette variable avec le conservatisme comptable mesuré à travers le modèle de Basu (1997) présente un coefficient négatif mais non significatif. Cette faiblesse peut être expliquée par la faible aptitude du modèle de Basu à soulever l'effet du conservatisme comptable. En fait, le résultat de la régression à travers la mesure de Beaver et Ryan (2000) confirme l'hypothèse selon laquelle une distribution de dividendes aura pour incidence l'augmentation des pratiques comptables conservatrices. Ce constat, nous a permis de soulever que la politique de distribution de dividende, considérée comme l'attribut principal du conflit d'intérêts entre actionnaires et créanciers, influence d'une manière signifiante les pratiques comptables. En fait, à l'instar de Anwer et al. (2002) nous pourrons dire qu'une distribution de dividende aura pour incidence d'augmenter le niveau de conflit entre actionnaires et créanciers incitant ainsi les dirigeants à adopter des pratiques comptables conservatrices visant la réduction de ce conflit.

La mise en relation des variables DTLT et EMPB mesurant l'endettement face aux deux mesures du conservatisme comptable nous a permis de soulever des corrélations positives. En effet, la mesure du conservatisme comptable à travers le modèle de Beaver et Ryan (2000) est corrélée positivement avec les deux variable DTLT et EMPB. En fait, le coefficient est significatif à 95 pour cent pour le la variable DTLT avec un t de Student de l'ordre de 1.98 alors que pour la variable EMPB, ce coefficient est positif mais non significatif. En ce qui concerne le modèle de Basu (1997), ces variables admettent une corrélation négative mais non significative pour celle de DTLT à l'encontre de la variable EMPB qui est corréélé positivement. En fait, cette variable est significative à 99 pour cent avec un t de Student de l'ordre de 2.42. Anwer et al. (2002) ont trouvé un coefficient significatif pour la mesure basée sur la relation *book-to-market* et non significatif pour celle basée sur les accruals. En fait, les auteurs ont pris la variable endettement sans tenir compte si les dettes prises en considération sont à court ou à long terme. Ainsi, nous pourrons dire que quelque soit la nature de la dette, les firmes endettées auront tendance à des pratiques comptables conservatrices.

Le dernier attribut de conflit d'intérêts est celui de la variable INTENS. Etant donné que cette variable permet de nous renseigner sur la capacité de la firme à détenir des valeurs d'actifs immobilisés importantes, nous attendons à ce que celle-ci soit corrélée négativement avec les pratiques comptables conservatrices. En fait, les firmes qui possèdent une intensité en terme de possession des actifs immobilisées ne supportent pas des conflits d'intérêts entre actionnaires et créanciers. Le coefficient relatif à cette variable est négativement corrélé avec la mesure du conservatisme comptable basée sur le modèle de Beaver et Ryan (2000) avec une significativité de 99 pour cent. En ce qui concerne le modèle de Basu (1997), la variable INTENS présente un
coefficient négatif avec une valeur de student de l'ordre de -2,26. En fait sur la base de ces résultats nous pourrons confirmer l'idée selon laquelle les firmes qui possèdent des valeurs importantes des actifs immobilisés n'auront pas tendance à des pratiques comptables conservatrices.

L'ajout des variables taille (TAIL), profitabilité (PROF), opportunités de croissance mesurée à travers les montants consacrés aux activités de recherche et de développement (R&D) et l'impôt sur les bénéfices (IMPB) nous permettent de contrôler les mesures du conservatisme comptable et les autres variables explicatives considérées comme attributs principaux de conflit d'intérêts entre actionnaires et créanciers.

Pour le modèle basé sur la mesure de Beaver et Ryan (2000), la variable TAIL, mesurant la taille de l'entreprise à travers le logarithme népérien du total d'actif, présente un coefficient positif et significatif à 99 pour cent avec une t de Student de 2,49. Pour celui basée sur la mesure de Basu (1997), le coefficient est positivement corrélu mais non significatif. En fait, le t de Student présente une valeur de l'ordre de 1,07. En fait, nos résultats sont conformes à la littérature qui sous-tend que les firmes de grande taille tendent généralement à des pratiques comptables conservatrices.

La variable de contrôle PROF, nous permet de déceler l'influence de la profitabilité sur la tendance des dirigeants à adopter des pratiques comptables conservatrices. En effet, Anwer et al. (2002) prévoient que la firme qui réalise un niveau de profitabilité important tend souvent à des pratiques comptables conservatrices. Inversement à Anwer et al. (2002) qui ont trouvé un coefficient positif et significatif pour le modèle basé sur la relation *book-to-market* et négatif et significatif pour celui basé sur les accruals, nos résultats confirment l'hypothèse selon laquelle les firmes qui réalisent des profits tendent souvent à des pratiques comptables conservatrices. Ainsi, nous avons trouvé un coefficient positif et significatif à 99 pour cent pour le modèle se basant sur le ratio BTM avec une valeur de student de l'ordre de 2.42 et positif mais non significatif pour celui basé sur Basu (1997). Ainsi, nous pourrons dire que la profitabilité de la firme permet de contrôler les pratiques comptables conservatrices.

La dernière variable de contrôle est celle des opportunités de croissance mesurée à travers les activités de recherche et de développement. Admettons que ces activités permettent de mesurer les opportunités de croissance pour la firme, nous prévoyons une corrélation positive entre les mesures du conservatisme comptable et cette variable. En fait, Anwer et al. (2002) ont trouvé un coefficient positivement corrélu et significatif à 99 pour cent pour la mesure basée sur le modèle de Beaver et Ryan (2000). En revanche pour celle basée sur la mesure de Basu (1997), les auteurs ont trouvé un coefficient positif mais non significatif. Nos résultats montrent que le coefficient est positif mais non significatif pour le modèle de Beaver et Ryan (2000) et négatif non significatif pour celui de Basu (1997). Ainsi, nous pourrons dire que la variable mesurant les activités de recherche et de développement n'est pas une variable de contrôle fiable.

A travers ces résultats, nous avons soulevé que le conservatisme comptable joue un rôle important dans l'atténuation des conflits d'intérêts entre créanciers et actionnaires. En effet, ce résultat nous a permis de prédire que le conservatisme comptable influence le coût de la dette.

A travers ces résultats, nous pourrons dire que le conservatisme comptable influence le niveau de conflit d'intérêts entre créanciers et actionnaires. En effet, ce résultat nous a permis de postuler que le conservatisme comptable influence le coût de la dette.

## Conservatisme comptable et coût de la dette : Résultats de la deuxième hypothèse

Pour tester la relation entre le conservatisme comptable et le coût de la dette, nous avons fait recours à une mesure du coût de la dette se basant sur le rapport entre les charges d'intérêts et
les dettes à long terme. Notre mesure du conservatisme comptable a été tirée du modèle de Beaver et Ryan (2000) et du modèle de Basu (1997).

En fait, la variable CONS représente respectivement CONSBTM s'il s'agit d'une régression intégrant l'effet du conservatisme comptable selon le modèle de Beaver et Ryan (2000) et CONSACC s'il s'agit du modèle de Basu (1997).

L'objectif de notre test est de mettre en relation le conservatisme comptable face au coût de la dette. En effet, nous avons procédé à une analyse des corrélations entre la variable à expliquer, le coût de la dette, et les autres variables explicatives. Les résultats, rapportés dans les tableaux de corrélation en annexes, montrent les coefficients de Spearman et Pearson relatifs. Il découle des résultats donnés une corrélation négative entre le conservatisme comptable mesuré à travers le modèle de Beaver et Ryan (2000) et le coût de la dette. En effet, le coefficient de Spearman et de Pearson sont respectivement de l'ordre de -0.162 et -0.160 avec des significativités faibles. Cette corrélation négative montre qu'une augmentation dans les pratiques comptables conservatrices permet de réduire le coût de la dette de la firme.

Pour le modèle de Basu (1997), la corrélation entre la variable effet du conservatisme comptable et coût de la dette est négative. En fait, les coefficients de corrélation de Spearman et Pearson sont respectivement de l'ordre de -0.153 et de -0.135 avec des significativités faibles.

Nous avons soulevé que la corrélation entre la variable coût de la dette et effet du conservatisme comptable est plus significative pour la mesure du conservatisme comptable basée sur la relation *book-to-market* que sur celle basée sur les accruals. En fait, Anwer et al. (2002) ont trouvé que la corrélation entre leur variable *RATING* soulevant le coût de la dette et la variable mesurant l'effet du conservatisme comptable à travers le marché présente un coefficient de corrélation négatif et significatif, alors que pour celui relevant de la mesure basée sur les accruals, ils ont soulevé des coefficients de Spearman et Pearson positifs de l'ordre de 0.074 et de 0.095.

La mise en relation entre la variable coût de la dette et la profitabilité à travers la variable PROF, nous a permis de déceler un coefficient de corrélation de Spearman négatif et significatif à 99 pour cent. En ce qui concerne celui de Pearson, la corrélation est négative mais avec une significativité faible. Ainsi, nous pourrons dire que les firmes qui réalisent un niveau de rendement élevé auront un coût de la dette moins élevé. Cette variable nous a permis de contrôler notre mesure du coût de la dette.

La variable TAIL présente un coefficient de Pearson négatif et significatif à 99 pour cent avec une valeur de l'ordre de -0.306 alors que pour celui de Spearman est négatif mais non significatif.

Pour les deux variables de contrôle de l'endettement à savoir DTLT et EMPB, les coefficients de corrélation sont négatifs mais non significatifs. En fait, cette faiblesse est due au faible nombre d'observations utilisées dans l'échantillon.

La variable BETA mesurant le risque systématique de l'action, comme prévu, est corrélée positivement avec le coût de la dette. En effet, le coefficient Pearson est de l'ordre de 0.393 significatif à 99 pour cent.

Les corrélations négatives entre le coût de la dette et les variables contrôlant l'endettement sont justifiées par le fait que l'augmentation des charges d'intérêts de la firme n'est qu'une indication sur l'augmentation du taux d'intérêt appliqué sur les emprunts. Ces deux variables sont en relation inverse avec notre variable à expliquer. Ainsi, l'augmentation du taux d'intérêt incite les firmes à recourir aux autres sources de financement.

De ce fait, une corrélation négative entre le coût de la dette et le conservatisme comptable existe. L'ajout des variables de contrôle, nous a permis de rendre notre modèle plus consistant.
Il est à noter que certaines variables présentent des corrélations non significatives du fait que le nombre d'observations utilisées est faible.

De ce fait, sur la base de la variable CFD mesurant le coût de la dette, nous avons procédé à la régression de notre modèle, en intégrant celle-ci comme variable à expliquer par rapport aux autres variables explicatives. En effet, les résultats sont rapportés dans le Tableau 2.

En effet, les coefficients de détermination R² permettent de soulever le degré d'ajustement des modèles présentent respectivement des taux de l'ordre de 25.04 pour cent pour le modèle de Basu (1997) et 24.41 pour cent pour celui de Beaver et Ryan (2000). En effet, les deux modèles ont des coefficients proches. Ainsi, nous pourrons dire que les deux mesures du conservatisme comptable sont similaires.

Les statistiques de Fisher pour les deux modèles sont significatives à 99 pour cent. Cette significativité nous permet de conclure que les deux modèles sont convergents.

<table><caption>Tableau 2

Conservatisme comptable et coût de la dette</caption><thead><tr><th colspan="2">CFD / CONACC</th><th colspan="2">CFD / CONBTM</th><th colspan="2"></th></tr><tr><th>Variables</th><th>Signes prévus</th><th>Coefficients</th><th>t-statistique</th><th>Coefficients</th><th>t-statistique</th></tr></thead><tbody><tr><td>α</td><td>?</td><td>0.1365164**</td><td>4.23</td><td>0.129185**</td><td>3.95</td></tr><tr><td>CONS</td><td>-</td><td>-0.0017815*</td><td>-1.97</td><td>-0.0169856</td><td>-1.78</td></tr><tr><td>PROF</td><td>-</td><td>0.0002456</td><td>0.51</td><td>-0.0001154</td><td>-0.25</td></tr><tr><td>DTLT</td><td>-</td><td>-0.0007572</td><td>-0.02</td><td>0.004302</td><td>0.13</td></tr><tr><td>EMPB</td><td>-</td><td>0.057215</td><td>0.46</td><td>-0.0001819</td><td>-0.001</td></tr><tr><td>TAIL</td><td>-</td><td>-0.0064409**</td><td>-2.37</td><td>-0.0052961**</td><td>-3.52</td></tr><tr><td>BETA</td><td>+</td><td>0.036002**</td><td>3.63</td><td>0.0347585**</td><td>3.95</td></tr><tr><td colspan="2">Statistique de Fisher</td><td colspan="2">4.34**</td><td colspan="2">4.20**</td></tr><tr><td colspan="2">R²</td><td colspan="2">25.04%</td><td colspan="2">24.41%</td></tr><tr><td colspan="2">R² ajusté</td><td colspan="2">19.27%</td><td colspan="2">18.59%</td></tr><tr><td colspan="2">Statistique Durbin-Watson</td><td colspan="2">2.0311</td><td colspan="2">2.0068</td></tr></tbody><tfoot><tr><td colspan="6">* Significativité à 95%. ** Significativité à 99%.</td></tr></tfoot></table>
Le premier modèle mettant en relation le coût de la dette face au conservatisme comptable mesuré à travers le modèle de Basu (1997) présente un coefficient significatif. En effet, la valeur de student est de l'ordre de -1.97 significative à 99 pour cent. Ce résultat confirme notre hypothèse selon laquelle, le conservatisme comptable affecte négativement le coût de la dette. Nous remarquons que l'effet du conservatisme comptable, CONS, mesuré par le modèle de Beaver et Ryan (2000) est négativement corrélé avec notre variable à expliquer CFD. Nos résultats montre un coefficient négatif avec une faible significativité. En effet, la valeur de Student est de l'ordre de -1.78. Ainsi, nous attendons à ce que ce coefficient soit négatif et significatif si nous avons pris un échantillon plus grand. En fait, nous pourrons dire que les firmes qui supportent un coût élevé de leurs dettes tendent plus à des pratiques comptables conservatrices et vice-versa.

La variable PROF permet de mesurer la profitabilité de la firme. Comme souligné par Myers et Majluf (1984), la profitabilité de la firme est inversement liée aux ressources de financement externes. Cette relation négative entre la profitabilité et l'endettement nous a permis de prédire une corrélation négative de cette variable avec le coût de la dette. En fait, les valeurs de Student relatives à cette variable pour les deux modèles sont non significatives. Il est à noter que cette faiblesse peut être justifiée par la limite en terme de nombre d'observations.

Les coefficients de variables DTLT et EMPB en tant que contrôle de l'endettement de la firme, ne présentent aucune corrélation significative avec notre variable à expliquer à savoir le coût de la dette. En fait, l'utilisation de ces deux variables n'améliore pas notre modèle. Cette faiblesse peut être justifiée par le fait que la variable coût de la dette utilisée dans notre modèle repose sur le rapport entre les charges financières et la somme des dettes qui inclut les dettes à long terme et les autres dettes provenant des emprunts bancaires. En fait, la corrélation de Spearman présente un coefficient négatif et significatif à peu près à 95 pour cent de l'ordre de -0.204. En fait, cette relation négative n'est en d'autres termes qu'une résultante de la substitution de sources de financement. En fait, les deux variables DTLT et EMPB ont des charges y afférant proportionnelles. C'est pour cela que les coefficients liés à ces variables ne sont pas significatifs. Ainsi, si nous avons opté pour une classification des charges liées à l'endettement provenant des dettes à long terme à part et des emprunts bancaires à part nous pourrons révéler des résultats consistants.

La variable TAIL mesurant la taille de la firme est une variable de contrôle qui doit être en corrélation négative avec le coût de la dette. En fait, maints chercheurs (Bryan et al., 1990; Sengupta, 1998; et Reeb, Mansi et Allee, 2001) suggèrent que les firmes de grande taille encoururent généralement des coûts de la dette faibles. En effet, le coefficient mesurant cette relation est significative avec un t de Student de l'ordre de -2,37 pour le modèle de Basu (1997) et de -1,91 pour le modèle de Beaver et Ryan (2000).

La variable BETA permettant de soulever le risque systématique lié à l'action est prévue être positive. En effet, les valeurs de Student sont positives et significatives à 99 pour cent pour les deux modèles qui sont respectivement de l'ordre de 3.63 et 3.52. Ainsi, nous pourrons conclure que le coût de la dette et le risque systématique lié à l'action sont convergents.

De ce fait, nous pourrons dire que le conservatisme comptable affecte négativement le coût de la dette. En effet, les firmes qui tendent à adopter des pratiques comptables conservatrices auront un coût de la dette moins élevé.

## Conclusion

Dans ce travail de recherche, nous avons essayé de mettre en relation le conservatisme comptable face au coût de la dette. En fait, le principe du conservatisme comptable, qui requière une reconnaissance rapide pour les mauvaises nouvelles et latente pour les bonnes, est devenu un enjeu entre les mains des dirigeants dont l'objectif est l'atténuation des conflits
d'intérêts qui peuvent naître entre les créanciers et les actionnaires. Influencés par ces derniers, les dirigeants adopteront des pratiques comptables qui permettent de concilier entre les parties contractantes.

Pour étudier l'effet du conservatisme comptable, nous avons adopté deux mesures. La première est celle de Basu (1997) qui met en relation les bénéfices comptables face aux rendements des actions et la deuxième est celle de Beaver et Ryan (2000) avec le ratio *book-to-market* par rapport aux rendements des actions.

Ainsi, nous avons présenté le rôle du conservatisme comptable dans l'atténuation de conflit d'intérêts entre créanciers et actionnaires. Pour soulever ce rôle, nous avons mis en relation le conservatisme comptable mesuré à travers les deux modèles face aux attributs de conflits d'intérêts. En fait, nous avons trouvé que cet effet, mesuré à travers le modèle de Beaver et Ryan (2000) ainsi qu'à travers le modèle de Basu (1997) est corrélé positivement avec les attributs de conflit d'intérêts.

Par la suite, nous avons mis en relation le coût de la dette face aux deux mesures du conservatisme comptable en intégrant les variables de contrôle telles que la profitabilité, la taille, l'endettement et le risque associé aux actions. En fait, les deux mesures du conservatisme comptable sont similaires dans leurs résultats. Le conservatisme comptable, en tant qu'un principe comptable qui permet de réduire le conflit d'intérêts entre parties prenantes, joue un rôle important dans la réduction de coût de la dette.

Notre travail souffre de quelques limites. Premièrement, le conservatisme comptable ne représente pas seulement le résultat des pratiques comptables des dirigeants. En effet, ces pratiques sont influencées par les recommandations du normalisateur qui favorisent l'adoption des pratiques comptables conservatrices. Aussi, nous avons limité notre étude à la mise en relation du conservatisme comptable face au coût de la dette, en soulevant la seule relation entre créanciers et actionnaires. En fait, maintes relations favorisant l'adoption des pratiques comptables conservatrices tels que la relation entre dirigeants et actionnaires ou aussi la relation entre ceux-ci et l'Etat.

Nous avons expliqué l'existence du conservatisme comptable par le fait qu'il joue un rôle important dans l'atténuation des conflits d'intérêts. En effet, son existence peut être expliquée par d'autres aspects tels que les pratiques discrétionnaires et non discrétionnaires de dirigeants.

Mohamed Ali Zarai, Institut Supérieur de Gestion de Tunis, zaraimedali@yahoo.fr; Mourad Abderrahim, Institut Supérieur de Gestion de Tunis, mourad_abderrahim@yahoo.fr.

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