Gouvernance d`entreprise et rémunération des dirigeants en France

Gouvernance d’entreprise et rémunération des dirigeants en France : Une
analyse en données de panel
DARDOUR Ali
Professeur
KEDGE Business School
[email protected]
BOUSSAADA Rim
Docteur en sciences de Gestion
KEDGE Business School
[email protected]
RESUME
Ce papier présente une étude empirique de l'influence des mécanismes de gouvernance sur le
niveau de la rémunération des dirigeants. Cette étude a été menée sur un échantillon de 153
entreprises appartenant à l'indice SBF 120 sur une période de dix ans, allant de 2003 à 2012.
Notre analyse a permis de démontrer que les niveaux de la rémunération en espèces, incitative
et globale sont affectés par la nature et la structure de propriété. De plus, il apparait que
certaines caractéristiques du conseil d’administration affectent le niveau de la rémunération
des dirigeants. En outre, et contrairement aux attentes, nos résultats révèlent que la
performance du marché n’affecte pas la rémunération.
MOTS-CLES
Rémunération des dirigeants, nature de l'actionnariat, conseil d’administration, performance.
ABSTRACT
This paper presents an empirical study of the influence of governance mechanisms on the
level of executive compensation. This study was conducted on a sample of 153 listed
companies on the SBF 120 index over a period of ten years, from 2003 to 2012. Our analysis
shows that the levels of cash, incentive and total compensation are affected by the type and
structure of the ownership. Besides, the level of executive compensation is affected by some
characteristics of the board. Furthermore, and in contrast with what might be expected, our
results show that the market performance does not affect the compensation.
KEYWORDS
CEO compensation, ownership structure, board of directors, performance.
JEL : G3 – J33
1
1. INTRODUCTION
La rémunération des dirigeants européens demeure un sujet de recherche peu exploitée en
raison de l’opacité des informations qui prévalaient avant la mise en place des rapports dits de
bonne gouvernance (Cadbury, 1992). En France, la Loi du 15 mai 2001 relative aux
Nouvelles régulations économiques (NRE) a rendu obligatoire la publication de la
rémunération individuelle et nominative de ces mandataires. Depuis, le débat sur la
rémunération n’a cessé de prendre de l’ampleur, suscitant au gré des scandales, des réactions
de plus en plus fortes chez les différents acteurs sociaux, économiques et politiques. Les
critiques portent à la fois sur le niveau de la rémunération et sur l'usage des plans d'attribution
d'actions (Cheffins et Thomas, 2004). Les affaires les plus médiatisées ont entraîné le
législateur français à se doter d’un dispositif juridique, modifié à plusieurs reprises, afin
d'encadrer les pratiques des entreprises et renforcer l’obligation de transparence sur les
différentes composantes de la rémunération. La question de l'incidence des mécanismes de
gouvernance sur la rétribution offerte aux dirigeants reste toutefois posée. Poursuivant le
cadre dominant de la théorie de l'agence, plusieurs travaux considèrent la rémunération
comme un mécanisme pour contrôler les dirigeants et atténuer ainsi les conflits d’agence.
Toutefois, les partisans du courant de la théorie du pouvoir managérial s’inscrivent dans une
vision contradictoire et considèrent le dirigeant comme un membre actif qui peut s’enraciner
pour contourner le contrôle et asseoir son pouvoir sur le conseil d’administration. Ainsi, le
dirigeant peut-il plus facilement se voir accorder une rémunération avantageuse.
À la lumière de ces constats théoriques, nous cherchons, dans notre travail, à expliquer la
relation entre les mécanismes de gouvernance et la rétribution du principal dirigeant.
S'inscrivant dans le contexte français, notre recherche contribue à la littérature sur la
rémunération des dirigeants d'un point de vue empirique et méthodologique. Sur le plan
empirique, ce travail a un caractère extensif des études ayant porté sur le lien entre
gouvernance et rémunération du dirigeant (Pigé, 1994; Eminet et al. 2009 ; Broye et Moulin,
2010, 2012, 2014). Ces études ne se sont pas préoccupés de corriger les biais liés au problème
d'endogénéité rencontré dans les études relatives à la gouvernance d’entreprise. Sur le plan
méthodologique, nous recourons à une analyse de données de panel sur une période de dix
ans. Nos données de panel rendent compte simultanément de la dynamique des
comportements des individus et de leur éventuelle hétérogénéité contrairement aux séries
temporelles ou en coupe transversale (Baltagi, 1995; Matyas et Stevestre, 1996).
2
Nous recourons aussi à la technique des variables instrumentales pour résoudre le problème
d'endogénéité et obtenir des résultats plus robustes. La présente étude se propose
d’approfondir le travail de Broye et Moulin (2010) en testant l'incidence des mécanismes de
gouvernance sur la rémunération des dirigeants sur un échantillon composé de 153 entreprises
cotées à l'indice SBF 120 entre 2003 et 2012. Nos analyses empiriques indiquent que la
structure, la nature de propriété et les caractéristiques du conseil d’administration ont une
influence significative sur la rémunération des dirigeants.
L'article est organisé en trois parties. La première décrit le cadre conceptuel. La deuxième est
consacrée à l'exposition de la méthodologie de la recherche. Dans la troisième partie, les
résultats de l'analyse économétrique sont présentés et discutés.
1. Cadre d'analyse et formulation des hypothèses
Le niveau de la rétribution des dirigeants est un problème de contractualisation entre le
dirigeant et les actionnaires qui doivent veiller à aligner les incitations des dirigeants avec leur
intérêt. Selon l'hypothèse du contrat optimal (Edmans et Gabaix, 2009; Frydman et Jenter,
2010; Murphy, 2012) qui trouve ses fondements dans la théorie de l'agence (Jensen et
Meckling, 1976), la rémunération est considérée comme un mécanisme interne de contrôle
des dirigeants. Dans les grandes firmes, la séparation entre la propriété et le contrôle (Berle et
Means, 1932) donne naissance à des conflits d’agence qui mènent à une diminution des gains
éventuels liés à la coopération, compte tenu du fait que chaque partie recherche la
maximisation de sa propre utilité dans un contexte d’asymétrie informationnelle. La
rémunération permet ainsi de discipliner les dirigeants et d'aligner les intérêts de ces derniers
avec ceux des actionnaires (Murphy, 1985 ; Lewellen et al. 1987). Le choix du schéma de
rémunération n’est pas effectué par les propriétaires, mais délégué à un conseil
d’administration. Toutefois, l'hypothèse du pouvoir managérial, quant à elle, considère la
rémunération comme le produit de l'expropriation de la rente par des dirigeants opportunistes
(Bebchuk et al. 2002; Bebchuk et Fried, 2006; Cremers et Grinstein, 2010; Frydman et Saks,
2010). La rémunération n'est plus perçue comme un outil d'alignement des intérêts divergents,
mais comme un symptôme des conflits d'agence dans la firme. Selon cette hypothèse, la
rémunération excessive observée ces dernières années s'explique essentiellement par le
contrôle du processus de détermination de la rémunération par les dirigeants eux-mêmes
rendant la rémunération peu ou pas corrélée à la performance de l'entreprise. C’est notamment
le cas lorsque le contrôle exercé par le conseil d’administration est inefficace et le capital
dispersé (Bebchuk et al. 2002; Bebchuk et Fried, 2003).
3
Néanmoins, l'hypothèse du pouvoir managérial fait l'objet de diverses critiques. Les plus
fortes hausses des rémunérations sont accordées aux PDG recrutés à l'extérieur de l'entreprise.
Ces dirigeants négocient les conditions de leur rétribution auprès des conseils d'administration
sur lesquels ils n'exercent à priori aucun pouvoir ni n'entretiennent aucun lien de dépendance
(Murphy, 2012). De même, le prix du talent de remplacement a augmenté de manière
significative. En effet, Murphy et Zábojník (2007) et Frydman (2007) font valoir que
l'augmentation constatée depuis les années 1980 peut s'expliquer en partie par une mobilité
croissante des dirigeants dotés de compétences généralistes et du fait d'un marché du travail
plus compétitif. Face à ces critiques, les solutions préconisées par les principaux codes de
gouvernance (Cadbury, 1992) afin d'améliorer les pratiques ont été notamment la séparation
des fonctions de l'exécutif et du contrôle, la réduction de la taille du conseil d'administration,
le renforcement de la présence d'administrateurs indépendants et la création des comités
spécialisés. Les caractéristiques des conseils dépendent de la structure et de la nature de
propriété (Godard et Schatt, 2005).
1.1 Structure du capital et rémunération des dirigeants
Le capital social d’une entreprise est dispersé lorsqu’aucun actionnaire ne détient une part
significative du capital social. Dans cette situation, le dirigeant peut privilégier la poursuite de
ses intérêts personnels du fait de l’absence d’une surveillance directe par les actionnaires. Ces
derniers, représentés par le conseil d’administration, peuvent proposer des contrats incitatifs
au dirigeant pour réduire les conflits d’agence et améliorer la valeur de l’entreprise. En
revanche, lorsque le capital social est concentré (un actionnaire détient une part significative
du capital) l’intensité des conflits entre dirigeants et actionnaires est en principe plus faible
que celle qui peut exister dans les sociétés à actionnariat diffus. La confusion entre fonctions
de gestion et celles de contrôle permet de faire converger les intérêts des dirigeants sur ceux
des actionnaires et ceci avec un moindre recours aux rémunérations incitatives. Si la théorie
de l'agence postule l'existence d'une relation positive entre la rémunération et la maximisation
de la richesse des actionnaires, ladite relation dépend de la nature et des attentes des
actionnaires (Hart, 1995). En effet, les actionnaires majoritaires ont intérêt à surveiller les
actions du dirigeant et à l'inciter à maximiser la valeur de l'entreprise. Selon Shleifer et
Vishny (1986), la manière optimale d’assurer le contrôle des dirigeants consiste à en faire
assumer les coûts par les actionnaires majoritaires. Ces derniers disposent du pouvoir et de la
motivation pour empêcher les dirigeants de détourner des richesses tout en les incitant à
distribuer des dividendes aux actionnaires (Shleifer et Vishny, 1997).
4
L’actionnaire majoritaire peut également influencer le niveau de rémunération en veillant
notamment à ce qu’il ne soit pas exagéré (Cyert et al. 2002). L'hypothèse suivante peut ainsi
être formulée :
Hypothèse 1a. Le niveau de rémunération est négativement lié au pourcentage des droits de
vote détenu par le principal actionnaire.
Par ailleurs, l'influence de la structure du capital sur la rémunération des dirigeants peut
également dépendre de la nature de l'actionnaire de contrôle. Dans le cas d'une propriété de
nature familiale, la rémunération des dirigeants peut être affectée à travers deux effets : l’effet
d’enracinement et l’effet d’alignement. Le premier est lié aux conflits entre les actionnaires
majoritaires et les actionnaires minoritaires. Les familles détenant d’importants parts de
propriété peuvent exproprier la richesse des actionnaires minoritaires en accordant des
rémunérations excessives aux dirigeants (Morck et Yeung, 2003 ; Bertrand et Schoar, 2006).
Alors que le second est lié à la théorie du contrat optimal dans la mesure où la concentration
de la propriété incite à un contrôle plus efficace du niveau de rémunération des dirigeants.
Gomez-Mejia et al. (2003) montrent que dans une grande entreprise contrôlée par une famille,
le dirigeant qui est membre de la famille peut recevoir une rémunération moins importante
qu’un dirigeant externe. De même, certains investisseurs institutionnels sont plus actifs en
matière de contrôle de la politique de rémunération des dirigeants. A titre d'exemple, la
présence de l'État dans le capital de certaines entreprises peut être motivée par des
considérations non financières comme le maintien de l'emploi, la revitalisation des territoires
ou encore le contrôle des industries stratégiques (Clarke, 2003). De plus, l'État-actionnaire
doit veiller aux intérêts des actionnaires minoritaires lesquels seront plus exigeants à son
égard (Albert et Buisson, 2002, Delion, 2007).
Hypothèse 1b. Le niveau de rémunération est influencé par la nature de l'actionnaire
principal.
Par ailleurs, la présence d’un ou quelque actionnaires de contrôle peut affecter la mise en
place d'une rémunération incitative du PDG (David et al. 1998; Tosi et Gomez-Mejia, 1989).
Les actionnaires de contrôle n'éprouvent pas l'utilité d'attribuer des plans d'incitation en
actions pour faire converger les intérêts des dirigeants et les leurs. Dans ce cas de figure, les
coûts d'agence peuvent être réduits en utilisant des outils autres que les régimes d'incitation
(Zattoni, 2007). Toutefois, selon la théorie du pouvoir managérial, la rémunération incitative
des dirigeants peut être un moyen d’expropriation des actionnaires minoritaires par les
actionnaires majoritaires (Zattoni et Minichilli, 2009).
5
À travers les dirigeants et membres du conseil qu’ils ont nommés, ils s'attribuent ainsi,
indirectement, des plans importants de rémunération incitative.
Hypothèse 2a. Le niveau de la rémunération incitative est négativement associé aux droits de
vote du principal actionnaire.
Hypothèse 2b. Le niveau de la rémunération incitative est influencé par la nature du principal
l'actionnaire.
2. Méthodologie de recherche
2.1. Échantillon
Notre échantillon est constitué des sociétés cotées à l'indice Euronext SBF 120 sur la période
comprise entre 2003 et 2012. Nous y avons intégré les entreprises y ayant figuré au moins
deux années consécutives. L'échantillon final est ainsi constitué de 153 sociétés. Le choix de
cette période s'explique essentiellement du fait de la disponibilité des données individuelles et
nominatives sur la rémunération des dirigeants à partir de 2003. La loi NRE 2001 a été peu
suivie par les entreprises en 2001 et 2002, ce qui explique le manque d'information sur les
différentes composantes de la rémunération.
2.2. Collecte de données
Les données relatives aux pratiques de gouvernance et aux composantes de la rémunération
des dirigeants ont été recueillies à partir des rapports annuels des entreprises concernées et de
la base de données IODS. Les données financières ont été collectées à partir des bases de
données Datastream et Infinancials. Par ailleurs, nous avons eu recours à l'estimation de la
valeur potentielle des stock-options attribuées aux dirigeants à l'aide du modèle de Black et
Sholes (1973). Les sociétés évaluent elles-mêmes les stock-options et les actions de
performance seulement à partir de l'année 2007. Notons que l'attribution des actions de
performance est autorisée en France depuis 2005.
6
2.3. Mesure des variables
2.3.1. Variables dépendantes
Dans notre étude, nous recourons à trois variables dépendantes. La première représente la
rémunération en espèces du principal dirigeant. Elle est égale au logarithme de la
rémunération fixe et de la rémunération variable annuelle. La seconde variable, la
rémunération incitative, correspond au logarithme de la rémunération variable et la valeur
potentielle des stock-options et des actions gratuites à leur date d'attribution. La rémunération
totale est égale au logarithme de la somme de la part fixe annuelle, de la part variable annuelle
et de la valeur potentielle des stock-options et des actions gratuites attribuées au dirigeant au
titre de l'exercice.
2.3.2. Variables indépendantes
Les travaux empiriques comparatifs mettent en évidence la coexistence de deux structures du
capital dans les principaux pays industrialisés : le capital concentré et le capital dispersé.
Mais, l’actionnariat concentré est prépondérant en Europe continentale (La Porta et al. 1999 ;
Roe, 2000 ; Faccio et Lang, 2002). Concernant la structure de propriété, nous avons retenu le
pourcentage des droits de votre du principal actionnaire. La nature de l’actionnariat est
mesurée par quatre variables dichotomiques selon le critère d’appartenance ou non aux
catégories suivantes : capital contrôlé par une famille ou par le fondateur, capital contrôlé par
l’État français et capital contrôlé par un autre type d'actionnaire institutionnel et capital détenu
par le public (dispersé).d La distinction entre ces catégories d'actionnaires est susceptible
d’améliorer notre compréhension des différences de l’influence de ces dernières sur la
rémunération des dirigeants. En plus de la structure et de la nature de l'actionnariat, les
facteurs suivants peuvent affecter la rémunération du PDG : la performance de l'entreprise, les
caractéristiques du conseil d'administration et le secteur d'activité. Afin de contrôler
l'ensemble de ces facteurs influençant la rémunération, nous avons identifié les variables de
contrôle de chaque catégorie.
2.3.3. Relation entre la performance de l'entreprise et la rémunération du dirigeant
Conformément aux études antérieures (Conyon et He, 2012; Gregory-Smith, 2012), pour
capturer plusieurs dimensions de la performance de l'entreprise, nous incluons une mesure
financière à savoir le rendement des actifs (ROA) et une mesure de la performance de marché
correspondant au rendement total pour les actionnaires (TSR).
7
Ce dernier est mesuré par la variation du cours des actions dans l'année ainsi que des
dividendes versés, le tout divisé par le cours de l'action de départ. Enfin, les opportunités de
croissance d'une entreprise sont appréhendées par le market to book.
2.3.4. Relation entre la taille de l'entreprise et la rémunération du dirigeant
La littérature présente le facteur taille comme étant prépondérant pour expliquer le niveau de
rémunération (Jensen et Murphy, 1990; Tosi et al. 2000). Les coûts d’agence sont plus
importants dans les grandes firmes étant donné que les processus de contrôle y sont
complexes (Elsilä et al. 2013).
Une entreprise de plus grande taille implique des responsabilités plus importantes, davantage
d'expérience et de compétences requises (Broye et Moulin, 2010). De ce fait, plus l’entreprise
est grande, plus la rémunération des dirigeants est élevé (Baker et al. 1988). Dans le contexte
italien, Zattoni et Minichilli (2009) établissent une relation positive entre la taille de la firme
et la probabilité de mettre en place un plan d’attribution d’actions. Nous estimons donc que
les entreprises plus grandes octroient de meilleures rémunérations à leurs dirigeants. Afin de
contrôler la taille, nous utilisons le logarithme de l'actif total du bilan.
Concernant les facteurs liés à la gouvernance d'entreprise, nous incluons différentes
caractéristiques des conseils d'administration à savoir la taille, l'indépendance et la dualité des
fonctions du PDG.
2.3.5 Caractéristiques du conseil et rémunération du dirigeant
Le conseil d’administration est un mécanisme intentionnel et interne dans le système de
gouvernance d'une organisation. L'une de ces prérogatives consiste à mettre en place le
contrat de rémunération des dirigeants (Ezzamel et Watson, 1998; Monks et Minow, 1995).
La Taille du conseil est perçue comme un facteur important pour améliorer l'efficacité de ce
dernier dans sa mission de contrôle des dirigeants (Lipton et Lorsch, 1992; Jensen, 1993).
Lorsque cette taille est importante, il devient difficile d'établir un consensus entre les
membres et de s'opposer aux décisions du dirigeant en cas de désaccord. De même, dans un
conseil de grande taille, la coordination est difficile et le phénomène de passager clandestin
devient un problème (Steiner, 1972). Ainsi, la rémunération des dirigeants tend à être élevée
lorsque le contrôle exercé par les membres du conseil est inefficace (Lin, 2005).
8
Sur un échantillon de 1883 entreprises britanniques observées entre 1983 et 2003, Guest
(2010) établit une relation positive entre la taille du conseil et le taux de croissance de la
rémunération des dirigeants ce qui conforte l'argument selon lequel les conseils de grande
taille souffrent d'un manque d'efficience dans la prise de décision. À partir d'un échantillon de
205 entreprises américaines, Core et al. (1999) montrent que la rémunération des PDG est
plus élevée lorsque la taille du conseil est importante. Ce résultat a été confirmé par Drobetz
et al. (2007) dans le contexte suisse. La taille du conseil d’administration est mesurée par le
nombre des membres qui y siègent. Par ailleurs, la présence d'administrateurs indépendants
est supposée améliorer l'efficacité du conseil (Fama, 1980; Jensen, 1993). Tout d’abord, les
administrateurs indépendants sont incités à signaler leurs compétences à d'autres employeurs
potentiels (Fama et Jensen, 1983; Weisbach, 1988). Ils disposent d'une expertise dans le
contrôle des dirigeants dans d'autres sociétés (Barkema et Gomez-Mejia 1998; Conyon et
Peck 1998; Core et al. 1999). Ils sont supposés entraver la rémunération excessive des
dirigeants (Cadbury, 1992). En effet, conformément à l'approche disciplinaire de la théorie de
l'agence, le rôle du conseil d'administration est de veiller à ce que les décisions prises par
l'équipe dirigeante soient conformes à l'intérêt des actionnaires. Dans cette perspective, une
proportion élevée d’administrateurs indépendants permet de réduire la capacité du dirigeant à
influencer le conseil d’administration (Dalton et al. 1998). Selon l'hypothèse du pouvoir
managérial, les administrateurs internes sont souvent placés sous le contrôle du dirigeant et ne
peuvent donc s'opposer à ses décisions sans compromettre leur mandat. Les études analysant
l'impact de la proportion des administrateurs externes sur la rémunération des dirigeants
présentent des résultats divergents. Certaines établissent une relation positive (Lambert et al.
1991; Boyd 1994 et Ozkan, 2007) alors que d'autres montrent l'existence d'une relation
négative (Drobetz et al. 2007) ou l'absence de relation (Conyon et Peck, 1998; Westphal et
Zajac, 1995). L’indépendance du conseil est mesurée par la proportion d'administrateurs
satisfaisant aux critères d'indépendance préconisés par le rapport Bouton (2002). Celui-ci
définit un administrateur indépendant comme n'entretenant aucune relation de quelque nature
que ce soit avec la société, son groupe, ou sa direction, qui puisse compromettre l'exercice de
sa liberté de jugement. La dernière caractéristique retenue concerne la dualité des fonctions de
président du conseil d’administration et de directeur général. En effet, la dualité1, permettant
une concentration du pouvoir entre les mains d’une même personne, est susceptible
d’influencer le niveau de rémunération des dirigeants (Jensen, 1993).
1
Par dualité, nous entendons le cumul des fonctions du président du conseil d’administration et de directeur
général.
9
Selon Beatty et Zajac (1994) et Jensen (1993), le conseil d'administration est plus efficace
dans sa mission de contrôle lorsque ces deux fonctions sont séparées. Le poids de cette
variable sur la rémunération a fait l’objet d’études antérieures, mais les résultats sont mitigés.
Ainsi, Conyon et Peck (1998) ; Cordeiro et Veliyath (2003) n'établissent pas que la dualité du
conseil a un impact sur la rémunération du dirigeant. D'autres études mettent au jour une
influence positive de cette dualité sur la rémunération du PDG (Chen et al. 2010; Drobetz et
al. 2007; St-Onge et al. 2001). La dualité des fonctions est mesurée par une variable binaire;
celle-ci est égale à 1 si la même personne occupe simultanément les fonctions de président du
conseil d'administration et de DG. Les sociétés françaises ont le choix entre trois structures du
conseil : une structure moniste avec dissociation des fonctions du président et du directeur
général, une structure dualiste à conseil de surveillance et directoire et une structure de conseil
d'administration moniste. Nous avons regroupé les structures qui séparent les fonctions de
surveillance et de direction. Finalement, la rémunération des PDG peut être liée à la nature
des activités de l'entreprise. Conformément aux travaux antérieurs (Cheng et Firth, 2005;
Zattoni et Minichilli, 2009), notre étude utilise une série de variables binaires afin de contrôler
l'effet du secteur d'activité sur la rémunération. La classification internationale ICB est
retenue pour différencier les différents secteurs d'activité qui sont au nombre de cinq dans
notre étude2. De plus, étant donné que des données de panel sont utilisées et que le contexte
économique et juridique du pays peut influencer le marché du travail des dirigeants, nous
incluons une série de variables indicatrices afin de contrôler l'année.
2.4. Spécifications empiriques
Nous avons effectué des régressions économétriques sur des données de panel afin d'étudier
l’incidence des mécanismes de gouvernance sur le niveau de la rémunération des dirigeants.
(
)
(
(
∑
)
)
(
)
∑
Où rémunération représente la rémunération en espèces, la rémunération incitative ou la
rémunération totale. i et t présentent le vecteur entreprise et temps respectivement.
2
Industries, Services, Services financiers, Services aux collectivités et Technologies.
10
La variable droits de vote mesure le pourcentage des droits de vote détenu par l'actionnaire
principal de l'entreprise. La nature de l'actionnariat est représentée par quatre variables
binaires qui prennent la valeur 1 lorsque l'État, la famille, un institutionnel ou le public
(dispersé) est l'actionnaire de contrôle de l'entreprise, et 0 autrement. La dualité des fonctions
est une variable binaire égale à 1 si le PDG est aussi le président du conseil d’administration
et 0 autrement. La taille du conseil représente le nombre d’administrateurs siégeant dans le
conseil d’administration. Le pourcentage des indépendants représente le nombre
d’administrateurs indépendants rapporté au nombre d’administrateurs dans le conseil. Le
vecteur Performance est appréhendé par trois mesures : les opportunités de croissance de
l'entreprise mesurée par son Market to book (MTB), la rentabilité économique mesurée par le
rendement des actifs (ROA) et la performance boursière mesurée par le rendement total pour
l'actionnaire (TSR). Dans toutes les régressions, nous intégrons des variables binaires années
et secteurs d’activité.
3. Analyses et résultats
3.1. Statistiques descriptives et matrice de corrélation
Les statistiques descriptives relatives aux variables de l’étude sont présentées dans le tableau
suivant.
11
Tableau 1 - Statistiques descriptives
Variables continues
Rémunération en espèces
Rémunération incitative
Rémunération totale
DVAP1
ROA
TSR
Actifs
MTB
Taille_CA
Pourcentage des indépendants
Variables dichotomiques
AP_État
AP_Instit
AP_Famille
Dualité
Moyenne
Min
Max
1,43
1,50
1,50
0,32
0,00
0,32
5,34
18,40
29,80
36,53
3,99
15,61
48,19
2,30
11,15
46,14
1,00
-85,67
-93,74
2,31
-23,41
3
0,00
97,87
60,35
808,87
207,15
119,47
24
100
1
0
148
495
541
1244
897
851
752
682
Écart Type
0,91
2,04
2,53
24,29
8,19
54,22
20,85
4,53
3,96
21,37
% codée 1
10,63
35,46
38,85
52,44
Rémunération en espèces, incitative et totale en millions d’euros ; DVAP1 = % des droits de vote du principal
actionnaire ; AP_État = 1 si l’actionnaire principal est l’État ; AP_Instit = 1 si l’actionnaire principal est un
institutionnel, AP_Famille = 1 si l’actionnaire principal est une famille ; %IND = pourcentage des
administrateurs indépendants dans le conseil ; Dualité = 1 si les fonctions de Président du conseil et de Directeur
général sont cumulés ; Taille_CA = le nombre d’administrateurs dans le conseil ; Actifs en millions d’euros;
ROA = rentabilité financière, TSR = rentabilité boursière ; MTB = market to book.
Source des données : IODS Corporate Governance, rapports annuels et DATASTREAM.
Présentant les statistiques descriptives, le tableau 1, révèle qu’en moyenne, la rémunération
totale des PDG est de l'ordre de 1,5 millions d’euros. Les écarts de rémunération sont très
importants et compris entre 0,32 millions d'euros à près de 30 millions d'euros. Le principal
actionnaire détient en moyenne 36.53 % des droits de vote. Ce dernier est souvent de nature
familiale (38,85%) ou institutionnelle (46,09%). Parmi cette dernière catégorie, l’entreprise
contrôlée majoritairement par l’État représente près de 11%. En effet, le graphique 1 met en
évidence que la structure de propriété des entreprises françaises est concentrée et stable sur
toute la période de l’étude. Les trois principaux actionnaires détiennent en moyenne plus de
50 % du capital. Concernant les conseils d'administration des entreprises de l'échantillon, la
taille moyenne correspond à 11 membres. Par ailleurs, 46.14% des administrateurs sont
qualifiés d'indépendants et plus de la moitié (52,44%) des entreprises ont adopté une structure
moniste du conseil.
12
Pourcentage de capital détenu
Graphique 1 - Évolution de la structure de propriété sur la période 2003-2012
35
30
25
20
15
10
5
0
2003
2005
Actionnaire principal 1
2007
Années
Actionnaire principal 2
2009
2012
Actionnaire principal 3
Source : IODS et rapports annuels
Le tableau 4 représente la matrice de corrélation de l'ensemble des variables dépendantes,
indépendantes ainsi que la majorité des variables de contrôle. Ce tableau confirme l'absence
de problème sérieux de corrélation entre les variables.
13
Tableau 2 - Matrice de corrélation
[1]
[2]
[3]
[4]
[5]
[1] Log REMU en espèces
1,00
[2] Log REMU incitative
0,76*
1.00
[3] Log REMU totale
0,88*
0,95*
1.00
[4] DVAP1
-0,27*
-0,27*
-0,28*
1.00
[5] AP_État
0,03
-0,16*
-0,00
-0,10*
1.00
[6] AP_Instit
-0,00
0,00
0,03
-0,29*
-0,26**
[7] AP_Famille
-0,07*
0,05
-0,09*
0,24**
-0,25*
[8] % IND
0,29*
0,28*
0,29*
-0,44*
-0,04*
[9] Dualité
-0,02
0,00
-0,01
0,07*
0,05**
[10] Taille_CA
0,37*
0,20*
0,36*
-0,13*
[11] Log_actifs
0,51*
0,33*
0,47*
[12] ROA
0,00*
0,16*
[13] MTB
-0,01
0,10*
[14] TSR
-0,10*
-0,02
[6]
[7]
[8]
[9]
[10]
[11]
[12]
[13]
[14]
1.00
.09*
0,25*
1.00
-0,13*
1,00
-0,06*
-0,02
-0,17*
1,00
0,42*
0,00
-0,25*
0,07*
-0,01**
1,00
-0,19*
0,25**
0,15*
-0,20*
0,21*
-0,11*
0,66*
1,00
0,15*
0,16*
-0,05**
-0,09*
0,04
-0,05*
-0,04
0,05**
0,10*
1,00
-0,01
0,04
-0,04
-0,08*
0,06*
-0,08*
0,05**
-0,13*
-0,17**
-0,05*
1,00
-0,08*
0,04
-0,02
0,03
-0,06**
0,04**
-0,05**
-0,12*
0,09*
0,08*
-0,01
**La corrélation est significative au seuil de 10%.
* La corrélation est significative au seuil de 5%.
14
1,00
3.2. Analyses multivariées
Certains tests ont été réalisés afin de déterminer la méthode d’estimation adéquate des
équations. D’après les résultats du test d’Hausman les modèles des effets fixes sont plus
pertinents que les effets aléatoires (p < 5%). Pour vérifier l’absence des biais susceptibles
d’altérer
la
significativité
de
nos
coefficients,
des
tests
d’hétéroscédasticité
et
d’autocorrélation des erreurs ont été effectués. Dans l’objet de détecter une éventuelle
hétéroscédasticité, nous appliquons le test de Wald modifié. Les résultats indiquent que la
structure des erreurs parmi les panels est hétéroscédastique (p < 5%). Afin de déceler une
éventuelle dépendance des erreurs, nous procédons au test de Wooldridge. Les résultats du
test confirment un problème d’autocorrélation des erreurs d’ordre 1 (p < 5%). Notre modèle a
été estimé selon deux méthodologies. Dans un premier temps, l’estimation est réalisée par la
méthode à effets fixes. Dans une seconde étape, notre modèle est estimé par la méthode des
Moindres Carrés Généralisés (MCG). Cette technique permet l’estimation économétrique en
prenant en compte l’autocorrélation dans les panels et la corrélation et/ou hétéroscédasticité
entre les panels. Étant donné que l’hypothèse nulle d’homoscédasiticé interindividuelle (test
de Wald modifié) est rejetée3, l’estimateur des MCG est plus robuste que celui des effets
fixes.
3
Nous pouvons conclure que le modèle d’estimation MCG est bien spécifié.
15
Tableau 3 - Régressions avec les méthodes d’effets fixes et des moindres carrés généralisés
DVAP1 = % des droits de vote du principal actionnaire ; AP_ État = 1 si l’actionnaire principal est l’État ;
AP_Instit = 1 si l’actionnaire principal est un institutionnel, AP_Famille = 1 si l’actionnaire principal est une
famille ; %IND = pourcentage des administrateurs indépendants dans le conseil ; Dualité = 1 si les fonctions de
Président du conseil et de Directeur général sont cumulés ; Taille_CA = le nombre d’administrateurs dans le
conseil ; Log_actifs = logarithme du total des actifs ; ROA = rentabilité financière, TSR = rentabilité boursière ;
MTB = market to book.
Constante
DVAP1
AP_État
AP_Instit
AP_Famille
% IND
Dualité
Taille_CA
Log_actifs
ROA
MTB
TSR
Années
Secteurs
Observations
R2 Within
Wald chi 2
P Wald chi 2
Rémunération en Espéces
Modèle (1)
Effets Fixes
MCG
Beta
Beta
t-value
t-value
13,05
11,69
(33,22)***
(60,78)***
-0,00
-0,00
(-1,45)
(-3,63)***
0,46
-0,20
(3,70)***
(-3,07)**
0,39
-0,15
(3.78)***
(-3,30)**
-0,00
-0,03
(-0,02)
(-0,98)
-0,00
0,00
(-0,78)
(4,39)***
0,06
0,04
(1,55)
(1,69)*
-0,00
0,02
(-0,76)
(3,90)***
0,09
0,19
(2.52)**
(13,80)***
0,00
0,00
(0,79)
(4,18)***
0,00
0,00
(0,34)
(1,35)
0,00
0,00
(0,37)
(1,89)*
oui
oui
oui
oui
828
821
0,14
700,11
0,00
Rémunération incitative
Modèle (2)
Effets Fixes
MCG
Beta
Beta
t-value
t-value
13,45
10,65
(16,65)
(31,09)***
-0,00
-0,00
(-0,07)
(-1,68)*
-0,28
-0,79
(-1,02)
(-5,94)***
-0,37
-0,38
(-1,53)
(-4,09)***
0,04
-0,17
(0,15)
(-1,85)**
0,00
0,00
(0,02)
(4,56)***
-0,10
0,01
(-1,11)
(0,30)
-0,00
0,02
(-0,33)
(2,71)**
0,05
0,21
(0,67)
(8,59)***
0,02
0,02
(2,90)**
(5,44)***
0,03
0,02
(3,64)***
(3,22)**
0,00
0,00
(0,96)
(1,53)
oui
oui
oui
oui
642
628
0,10
411,27
0,00
Rémunération totale
Modèle (3)
Effets Fixes
MCG
Beta
Beta
t-value
t-value
13,05
11,64
(22,61)***
(46,66)***
0,00
-0,00
(0,13)
(-3,63)***
0,33
-0,54
(1,83)*
(-5,76)***
0,16
-0,28
(1,10)
(-3,89)***
0,05
-0,15
(0,54)
(-2,47)**
-0,00
0,00
(-0,13)
(3,95)***
0,00
-0,02
(0,12)
(-0,52)
-0,01
0,03
(-0,83)
(4,87)***
0,12
0,21
(2,23)**
(11,20)***
0,00
0,01
(1,27)
(4,09)***
0,00
0,00
(1,88)*
(2,02)**
-0,00
0,00
(-0,16)
(0,86)
oui
oui
oui
oui
834
828
0,05
700,11
0,00
*** significatif au seuil de 1%, ** significatif au seuil de 5%, *significatif au seuil de 10%.
D’après le tableau 3, conformément à nos attentes, le pourcentage des droits de vote du
principal actionnaire est associé négativement et significativement au niveau de la
rémunération des dirigeants qu’elle soit en espèces, incitative ou totale. Notre résultat
confirme la théorie de l’agence, mettant en évidence que le niveau de la rémunération des
dirigeants est moins important dans les entreprises contrôlées par un actionnaire majoritaire.
16
Nos résultats vont à l’encontre de Broye et Moulin (2010) qui trouvent, sur un échantillon de
132 entreprises françaises en 2005, que la proportion de droits de vote détenue par le principal
actionnaire non exécutif n’a pas d’incidence sur les différentes mesures de la rémunération
(rémunération en espèces, rémunération globale et rémunération incitative). De même, en se
basant sur un échantillon de 91 entreprises françaises cotées au SBF 120 en 2011, Dardour et
Husser (2014) trouvent que la part du capital détenu par le principal actionnaire n'a pas
d'incidence sur le niveau de rémunération du dirigeant. Ils concluent, néanmoins, que les
actionnaires de contrôle jouent une fonction disciplinaire significative sur la politique de
rémunération des dirigeants en attribuant une part variable (bonus annuel et rémunérations en
actions) moins importante. Plus récemment, sur la base d’un échantillon de 44 entreprises
françaises sur la période 2005-2009, Broye et Moulin (2014) concluent que la rétribution des
présidents non exécutifs est d’autant plus faible que la structure de propriété de l’entreprise
est concentrée. La divergence des résultats peut provenir notamment de la méthodologie
déployée. Une structure en données de panel et un horizon temporel important permettent de
mieux tenir compte de l’irrégularité de l’usage de certaines composantes de la rémunération
d’une année à l’autre. En ce qui concerne les variables relatives à la nature de l’actionnariat,
nos résultats révèlent qu’un actionnaire de contrôle de type institutionnel et notamment
étatique a une influence négative et significative sur les différentes mesures de la
rémunération comparativement aux dirigeants des sociétés à capital dispersé. Ces résultats
corroborent l’hypothèse de l’agence et confirment ceux de Khan et al. (2005) et Ozkan
(2007) dans le contexte anglo-saxon. Néanmoins, un contrôle familial permet d’abaisser
seulement le niveau de la rémunération incitative et totale. Notre résultat confirme celui de
Croci et al. (2012) qui trouvent que le contrôle familial modère le niveau de nos trois
mesures de la rémunération des dirigeants européens. Dans le contexte taiwanais, Chen et al.
(2014) trouvent que les entreprises taiwanaises contrôlées par les familles accordent une
faible proportion de rémunération variable aux dirigeants comparativement aux autres
entreprises.
Quant à la présence d’administrateurs indépendants dans le conseil, nos conclusions révèlent
un impact significatif et positif sur les différentes mesures de la rémunération confirmant
celles de Boyd (1994) et Ozkan (2007). Toutefois, nos résultats s'opposent à ceux de Broye et
Moulin (2010), Cheng et Firth (2005) et Chen et al. (2010) qui ne montrent aucune incidence
significative de la proportion d’administrateurs indépendants sur la rémunération des
dirigeants en France et en Chine.
17
En effet, les administrateurs indépendants n’exercent pas un contrôle efficace sur la politique
de rémunération et peuvent même favoriser l’octroi d’une rémunération excessive aux
dirigeants. En ce qui concerne la dualité des fonctions du principal dirigeant, nos résultats ne
montrent aucun impact significatif sur la rémunération. Ils confirment ceux de Broye et
Moulin (2010), mais s’opposent à ceux de la majorité des études empiriques antérieures,
lesquelles identifient une relation significative et positive dans le contexte américain (Core et
al. 1999); chinois (Chen et al. 2010) et suisse (Drobetz et al. 2007). Concernant la
composition du conseil d'administration, nos résultats révèlent que la taille du conseil est
associée positivement et significativement à nos trois mesures de la rémunération du PDG
corroborant ceux de Core et al. (1999), Drobetz et al. (2007), Ozkan (2007) et Zattoni et
Minichilli (2009). Par ailleurs, conformément à la majorité des études antérieures, les résultats
révèlent une relation croissante ente la taille de l’entreprise et la rémunération des dirigeants.
Les grandes entreprises ont tendance à recruter les dirigeants les plus talentueux. Leurs
expériences et leurs qualifications justifient ainsi un niveau de rémunération plus important
(Smith et Watts, 1992, Broye et Moulin, 2010). Le coefficient relatif à la variable ROA et
significatif et positif pour les trois mesures de la rémunération. La performance financière est
un facteur déterminant de la rémunération. Toutefois, nos résultats diffèrent de ceux de Broye
et Moulin (2010) qui ont démontré que la performance de l’entreprise, qu’elle soit financière
ou boursière, n'a pas d’incidence sur les différentes mesures de la rémunération des dirigeants
français pour l'année 2005. Contrairement à Dardour et Husser (2014) qui trouvent que la
performance boursière de l'entreprise a un lien positif et significatif sur le niveau de la rémunération
incitative, nos résultats révèlent seulement un lien positif et significatif avec le niveau de la
rémunération en espèces. Enfin, contrairement à Broye et Moulin (2010), nous concluons que le
ratio MTB a une incidence positive et significative seulement sur le niveau de la rémunération
incitative et totale. Les opportunités de croissance des entreprises affectent la valeur potentielle de la
rémunération en actions
3.3. Analyse de robustesse
Les résultats reportés dans les tableaux précédents peuvent être altérés par un problème
d’endogénéité. Il s’agit là de l’un des principaux problèmes économétriques rencontrés dans
les études relatives à la gouvernance d’entreprise et à la rémunération des dirigeants (Devers
et al. 2007; Hermalin et Weisbach, 2003).
18
Afin de corriger le biais d’endogénéité et éprouver la robustesse de nos résultats, nous
recourons à la Méthode des Moments Généralisée en Système (SGMM) en panel dynamique,
suivant la démarche d’Arellano et Bover (1995) et Blundell et Bond (1998). Les instruments
sont définis par des variables retardées d’au moins deux périodes. Pour apprécier la pertinence
des instruments, nous avons effectué le test de sur-identification de Sargan. Les résultats du
tableau 5 montrent que nos instruments sont bien valides (p > 10%). Le test d’Arellano-Bond
des résidus indique un rejet de l’hypothèse nulle d’absence d’autocorrélation du premier ordre
AR (1) (p > 10%), mais une acceptation de l’hypothèse nulle d’absence d’autocorrélation de
second ordre AR (2) (p > 10%). Ces différents tests confirment la robustesse statistique de nos
estimations. Nous retenons donc la méthode SGMM pour les estimations menées dans la suite
de notre travail. Nous remarquons que les résultats demeurent inchangés exceptés pour
certaines variables. En effet, nous observons l’absence de relation entre la propriété familiale
et les différentes mesures de la rémunération. Nous pouvons expliquer ce résultat par le fait
que les entreprises familiales, par exemple Peugeot SA et l’Oréal, font souvent appels à des
dirigeants externes à la famille et leur attribue une rémunération similaire à celle des sociétés
managériales. Finalement, nos résultats confirment les études antérieures en ce qui concerne
le cumul des fonctions dans le conseil d’administration. Certes, la dissociation des fonctions
de président du conseil d’administration et de PDG, comme le préconisent les codes des
bonnes pratiques de gouvernance, constitue un mécanisme disciplinaire et modérateur de la
politique de rémunération. Néanmoins, le cumul des fonctions implique d’importantes
responsabilités justifiant ainsi un niveau de rémunération plus élevée. Par ailleurs, les résultats
issus de l’analyse de robustesse révèlent que la performance boursière n’affecte pas le niveau
de la rémunération. Les critères de détermination de la performance des dirigeants français
sont plus de nature stratégique et financière que boursières.
19
Tableau 4 - Régressions en panel dynamique (SGMM)
DVAP1 = % des droits de vote du principal actionnaire ; AP_ État = 1 si l’actionnaire principal est l’État ;
AP_Instit = 1 si l’actionnaire principal est un institutionnel, AP_Famille = 1 si l’actionnaire principal est une
famille ; %IND = pourcentage des administrateurs indépendants dans le conseil ; Dualité = 1 si les fonctions de
Président du conseil et de Directeur général sont cumulés ; Taille_CA = le nombre d’administrateurs dans le
conseil ; Log_actifs = logarithme du total des actifs ; ROA = rentabilité financière, TSR = rentabilité boursière ;
MTB = market to book.
Rémunération t-1
Constante
DVAP1
AP_État
AP_Instit
AP_Famille
% IND
Dualité
Taille_CA
Loga_ctifs
ROA
MTB
TSR
Années
Secteurs
Observations
Stat. De Sargan4
Prob.stat. Sragan
AR(1)5
AR(2)
N. d’instruments
Rémunération en Espèces
Modèle (4)
Coeff
t-value
0,36
(19,71)***
7,43
(27,65)***
-0,00
(-1,65)*
-0,09
(-1,18)
-0,16
(-2,44)**
-0,08
(-1,26)
0,00
(6,39)***
0,03
(1,57)
0,01
(3,62)***
0,11
(18,38)***
0,00
(4,34)***
0,00
(1,76)*
0,00
(0,59)
oui
oui
736
51,91
0,16
-5,00
(0,00)
-0,26
(0,79)
66
Rémunération incitative
Modèle (5)
Coeff
t-value
0,09
(2,06)**
10,61
(15,75)***
-0,00
(-1,79)*
-1,05
(-6,91)***
-0,70
(-5,74)***
-0,11
(-0,86)
0,00
(4,75)***
0,14
(2,12)**
0,01
(1,05)
0,20
(7,21)***
0,03
(4,68)***
0,00
(0,11)
-0,00
(-1,33)
oui
oui
600
43,07
0,46
-4,68
(0,00)
0,46
(0,63)
66
Rémunération totale
Modèle (6)
Coeff
t-value
0,26
(6,68)***
8,67
(16,16)***
-0,00
(-1,71)*
-0,48
(-4,52)***
-0,26
(-3,06)***
-0,14
(-1,58)
0,00
(4,20)***
0,07
(1,82)*
0,03
(3,86)***
0,13
(8,89)***
0,01
(4,99)***
0,01
(4,29)***
-0,00
(-1,20)
oui
oui
736
53,67
0,12
-5,78
(0,00)
0,61
(0,53)
66
*** significatif au seuil de 1%, ** significatif au seuil de 5%, *significatif au seuil de 10%.
4
5
La statistique de Sargan est le test de restriction de sur-identification pour les estimateurs de GMM en système.
AR (1) et AR (2) présentent les deux tests de corrélation des termes d’erreur d’ordre 1 et 2.
20
4. CONCLUSION
L’objectif de notre étude est d’examiner l'impact des mécanismes de gouvernance sur le
niveau des différentes composantes de la rémunération des dirigeants. Les analyses sont
conduites sur un échantillon d’entreprises cotées de l’indice SBF 120 sur la période 20032012. Nous mobilisons principalement la théorie de l’agence. Conformément à nos attentes,
nos résultats montrent que la structure et la nature de propriété ont un impact sur la
rémunération des dirigeants, validant ainsi nos hypothèses 1 et 2. Le principal actionnaire
constitue un mécanisme de contrôle des dirigeants et permet de modérer le niveau de
rémunération de ces derniers d’autant plus que les mécanismes externes de contrôle sont
limités par la forte concentration de capital en France. Néanmoins, les entreprises contrôlées
par des familles pratiquent des modes de rémunération similaires à des entreprises à capital
dispersé. Les autres actionnaires institutionnels notamment l’État se montrent plus actifs dans
le contrôle direct des dirigeants. Les conflits d’intérêts sont ainsi moindres et les coûts
d’agence sont plus faibles. Concernant les caractéristiques du conseil, la présence
d’administrateurs indépendants n’agit pas comme modérateur du niveau de la rémunération.
La notion d’indépendance est souvent controversée et demeure douteuse du fait que la
nomination d’administrateurs indépendants répond plus à une logique de conformité aux
codes de bonnes pratiques qu’à une amélioration de l’efficacité des missions du conseil
d’administration. Par ailleurs, les présidents exécutifs se voient octroyer une rémunération
plus importante que nous pouvons justifier par l’étendue de leurs responsabilités d’autant plus
que la dissociation des fonctions peut engendrer un coût plus important. En effet, la
rémunération moyenne des présidents non exécutifs du SBF 120 est de l’ordre de 479 K€ et
certains se voient octroyer une rémunération dépassant 1 M€ (Broye et Moulin, 2014). Par
ailleurs, conformément à la théorie de l’agence, la rémunération des dirigeants s’accroit
significativement avec la performance financière, mesurée par le ROA. Néanmoins, la
performance du marché n’affecte pas cette rémunération. En effet, l’observation des rapports
annuels montre que les conseils d’administration tiennent compte des critères de performance
comptable dans l’attribution des rémunérations variables.
Notre étude comporte cependant des limites portant essentiellement sur l’omission de
certaines variables pouvant expliquer la rémunération des dirigeants. Il serait intéressant
d’étudier le lien entre le profil et la diversité des administrateurs siégeant dans le conseil
d’administration et la rémunération des dirigeants en France. En s’inscrivant dans le cadre des
21
approches cognitive et comportementale, l’investigation de la composition du conseil peut
s’avérer une piste de recherche prometteuse pour l’explication des politiques de rémunération.
En outre, une étude plus poussée intégrant le pourcentage des actions détenues par les
dirigeants devrait nous permettre d’affiner nos résultats sur le lien structure d’actionnariatrémunération. Enfin, une autre perspective de recherche serait l’analyse de l’influence de
l’origine du dirigeant (promotion interne/ recrutement externe) sur sa rémunération.
Également, dans les entreprises contrôlées par les familles l’origine familiale ou non familiale
du dirigeant permettrait de mieux expliquer la rémunération.
22
Annexe 1 - Définition des variables
Définition
Variables dépendantes
Rémunération en espèces
=
Rémunération incitative
=
Rémunération
=
Variables indépendantes
Droits de vote
=
Actionnaire principal_État
Actionnaire principal institutionnel
=
=
Actionnaire principal_Famille
=
Dispersé
=
Performance
ROA
=
TSR
=
MTB
=
Log total actifs
Gouvernance
Dualité
=
Taille du conseil
=
Pourcentage des indépendants
=
Binaires secteurs
Binaires années
=
=
=
somme de la part fixe annuelle et de la part variable
annuelle attribuées au dirigeant au titre de
l'exercice.
Somme de la part variable annuelle et la valeur
potentielle des stock-options et des actions gratuites
attribuées au dirigeant au titre de l’exercice.
somme de la part fixe annuelle, de la part variable
annuelle et de la valeur potentielle des stockoptions et des actions gratuites attribuées au
dirigeant au titre de l'exercice.
Pourcentage des droits de vote détenu par le
principal actionnaire
1 si le principal actionnaire est l’État et 0 autrement
1 si le principal actionnaire est une institution et 0
autrement
1 si le principal actionnaire est une famille et 0
autrement
1 si la propriété est détenue par le public et 0
autrement
mesure en pourcentage le rapport entre le résultat
net et le total des actifs
(Cours d’actions en fin année - cours d’actions en
début d’année + dividendes)/ cours actions en début
d’année.
Le rapport entre la capitalisation boursière et les
capitaux propres.
Le log népérien du total des actifs.
1 si le PDG est aussi le président du conseil
d’administration et 0 autrement.
Le nombre d’administrateurs siégeant dans le
conseil.
le nombre d’administrateurs indépendants rapporté
au nombre d’administrateurs dans le conseil.
Basées sur 5 ICBS classification des secteurs
10 années de 2003 à 2012.
23
BIBLIOGRAPHIE
Albert S. and Buisson C. (2002), Entreprises publiques : le rôle de l’État actionnaire, La
documentation française, Paris.
Arellano M. et Bond S. (1991), « Another Look At The Instrumental Variable Estimation of
Error-components Models », Journal of Econometrics, vol. 68, p. 29-51.
Baker G.P., Jensen M. C. et Murphy K.L. (1988), « Compensation And Incentives: Practice
Vs Theory », Journal of Finance, vol. 43, p. 593-616.
Baltagi B. (1995), Econometric Analysis of Panel Data, New York: Wiley.
Barkema H.G. et Gomez-Mejia L. R. (1998), « Managerial Remuneration And Firm
Performance: A General Research Framework », Academy of Management Journal, vol. 41,
p. 135-145.
Beatty R. P. et Zajac E. J. (1994), « Top Management Incentives, Monitoring, And Risk
Sharing: A Study Of Executive Compensation, Ownership And Board Structure In Initial
Public Offerings », Administrative Science Quarterly, vol. 39, p. 313-336.
Bebchuk L.A. et Fried J. (2006), « Pay Without Performance: Overview Of The Issues »,
Academy Management Perspectives, vol. 1, p. 5-24.
Bebchuk L.A. et Fried J. (2003), « Executive Compensation As An Agency Problem »,
Journal of Economics Perspectives, vol. 17, p. 71-92.
Bebchuk L.A., Fried J. et Walker D. (2002), « Managerial Power And Rent Extraction In The
Design Of Executive Pay », University of Chicago Law Review, vol. 69, p. 751-846.
Berle A. et Means G. (1932), The modern corporation and private property, McMillan.
Bertrand M. et Schoar A. (2006), « The Role Of Family In Family Firms », Journal of
Economic Perspectives, vol. 20, p.73-96.
Black F. et Scholes M. (1973), « The Pricing Of Options And Corporate Liabilities », Journal
of Political Economy, vol. 81, p. 637-654.
Blundell R. et Bond S. (1998), « Initial Conditions And Moment Restrictions In Dynamic
Panel Data Models», Journal of Econometrics, vol. 87, p. 115-143.
Bouton D. (2002), Pour un meilleur gouvernement des entreprises cotées, dit Rapport
Bouton, MEDEF – AFEP, http://www.medef.fr/medias/upload/1507_FICHIER.pdf.
Boyd M. (1994), « A Case For Incentives», Incentive, vol. 168, p. 15-16.
Broye G. et Moulin Y. (2014), «La rémunération des Présidents Non Exécutifs dépend-elle de
leur capital humain ? », Management International, à paraître.
Broye G. et Moulin Y. (2012), « Les déterminants de la rémunération des administrateurs
externes dans les sociétés françaises du SBF 120 », Finance, Contrôle, Stratégie, n° 15, p. 5378.
Broye G. et Moulin Y. (2010), « Rémunération des dirigeants et gouvernance des entreprises :
le cas des entreprises françaises cotées », Finance, Contrôle, Stratégie, n° 13, p. 67-98.
Cadbury A. (1992), Report of the committee on the Financial Aspects of Corporate
Governance. London. Gee Publishing.
Conyon M. J. et He L. (2012), « PDG Compensation And Corporate Governance In China»,
Corporate Governance: An international Review, vol. 20, p. 575-592.
Conyon M. J. et Peck S. I. (1998), « Board Control, Remuneration Committees And
Management Compensation », Academy of Management Journal, vol. 41, p. 135-145.
Cheffins B. R. et Thomas R. S. (2004), « The Globalization (Americanization?) Of Executive
Pay », Berkeley Business Law Journal, Fall, p. 233-289.
24
Chen J. J., Liu X. et Li W. (2010), « The Effect Of Insider Control And Global Benchmarks
On Chinese Executive Compensation », Corporate Governance: An International Review,
vol. 18, p. 107-123.
Chen C. J., Hsu C. Y. et Chen Y. L. (2014), « The Impact Of Family Control On The Top
Management Compensation Mix And Incentive Orientation », International Review of
Economics and Finance, Forthcoming.
Cheng S. et Firth M. (2005), « Ownership, Corporate Governance And Top Management Pay
in Hong Kong», Corporate Governance: An international Review, vol. 13, n°2, p. 291-302.
Clarke D. C. (2003), «Corporate Governance In China: An Overview», China Economic
Review, vol. 14, p. 494-507.
Cordeiro J.J. et Veliyah R. (2003), « Beyond Pay For Performance: A Panel Study Of The
Determinants Of CEO Compensation», American Business Review, vol. 21, p. 56-66.
Core J. E., Holthausen R. W. et Larcker D. F. (1999), « Corporate Governance, Chief
Executive Officer Compensation, And Firm Performance », Journal of Financial Economics,
vol. 51, p. 371-406.
Cremers M. et Grinstein Y. (2010), « The Market For CEO Talent: Implications For CEO
Compensation », Working Paper, Yale University.
Croci E., Gonenc H. et Ozkan N. (2012), « CEO Compensation, Family Control And
Institutional Investors In Continental Europe», Journal of Banking and Finance, vol. 36, p.
3318-3335.
Cyert R., Kang S. H. et Kumar P. (2002), « Corporate Governance, Takeovers, And Top
Management Compensation: Theory And Evidence », Management Science, vol. 41, p. 200208.
Dalton D. R., Daily C. M., Ellstrand A. E. et Johnson J. L. (1998), « Meta-analytic Reviews
Of Board Composition, Leadership Structure, And Financial Performance», Strategic
Management Journal, vol. 19, n°3, p. 269-290.
Dardour A. et Husser J. (2014), « Politique de rémunération incitative du dirigeant et
divulgation d’information RSE », Management & Avenir, à paraître.
David P. Kochhar R. et Levitas E. (1998), « The Effect Of Institutional Investors On The
Level And Mix Of CEO Compensation », Academy of Management Journal, vol. 41, p. 200208.
Devers C.E., Cannella A.A., Reilly G. P. et Yoder M. E. (2007), « Executive Compensation:
A Multidisciplinary Review Of Recent Developments», Journal of Management, vol. 33, p.
1016-1072.
Delion A. (2007), « De l'État tuteur à l'État actionnaire », Revue Française d'Administration
Publique, n°124, p. 537-572.
Drobetz W. Pensa P. et Schmid M.M. (2007), « Estimating The Cost Of Executive Stock
Options: Evidence From Switzerland», Corporate Governance: An International Review. Vol.
15, n°5, p. 798-815.
Edmans A. et Gabaix X. (2009), « Is CEO Pay Really Inefficient? A Survey Of New Optimal
Contracting Theories », European Financial Management, 15, p. 486-496.
Elsilä A., Kallunki J., Nilsson H. et Sahlström P. (2013), « CEO Personal Wealth, Equity
Incentives And Firm Performance », Corporate Governance: An International Review, vol.
21, p. 26-41.
Eminet A., Guedri Z. et Asseman S. (2009), « Le dirigeant est-il l’architecte de sa
rémunération ? Structure de contrôle du conseil d’administration et mobilisation du capital
social ». Finance Contrôle Stratégie, n°12, p. 5-36.
Ezzamel M. et Waston R. 1998, « Market Comparison Earnings And The Bidding-up Of
Executive Cash Compensation: Evidence From The United Kingdom », Academy of
Management Journal, vol. 41, p. 221-231.
25
Faccio M. et Lang L. (2002), « The Ultimate Ownership of Western European Corporations »,
Journal of Financial Economics, vol. 65, n° 3, p. 365-395.
Fama E. et Jensen M. C. (1983), « Separation Of Ownership And Control », Journal of
Lawand Economics, vol. 88, n°2, p. 301-325.
Fama E. (1980), « Agency Problems And Theory Of The Firm», Journal of Political
Economy, vol. 88, n°2, p. 288-307.
Frydman C. (2007), « The Evolution Of the Market for Corporate Executives Across The
Twentieth Century », The Journal of Economic History, vol. 67, n°2, p. 488-492.
Frydman C. et Jenter D. (2010), « CEO Compensation », Annual Review of Financial
Economics, Annual Reviews, vol. 2, p. 75-102.
Frydman C. et Saks R. V. (2010), « Executive Compensation: A New View From A LongTerm Perspective, 1936-2005 », Review of Financial Studies, vol. 23, p. 2099-2138.
Godard L. et Schatt A. (2005), « Les déterminants de la qualité des conseils d’administration
Français », Gestion 2000, n° 4, p. 81-101.
Gomez-Mejia L. R., Larraza-Kintana M. et Makri M. (2003), « The Determinants Of
Executive Compensation In Family-Controlled Public Corporations », Academy of
Management Journal, vol. 46, p. 226-237.
Gregory-Smith I. (2012), « Chief Executive Pay And Remuneration Committee Independence
», Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol. 74, p. 510-531.
Guest P. (2010), « Board Structure And Executive Pay: Evidence From The UK », Cambridge
Journal of Economics, vol. 34, p. 1075-1097.
Hart O. (1995), « Corporate Governance: Some Theory And Implications », The Economic
Journal, vol.105, p. 678-689. .
Hermalin B. E. et Weisbach M. S. (2003), « Boards of Directors As An Endogenously
Determined Institutions: A Survey Of The Economic Literature », Economic Policy Review,
vol. 9, p. 7-26.
Jensen M. C. (1993), « The Modern Industrial Revolution, Exit, And The Failure of Internal
Control Systems », Journal of Finance, vol. 48, p. 831-880.
Jensen M. C. et Meckling W. H. (1976), « Theory Of The Firm: Managerial Behavior,
Agency Costs And Ownership Structure », Journal of Financial Economics, vol. 13, p. 30560.
Jensen M. et Murphy K. J. (1990), « Performance Pay And Top Management Incentives»,
Journal of Political Economy, vol. 98, p. 225-264.
Khan R. Dharwadkar R. et Brandes, P. (2005), « Institutional Ownership And CEO
Compensation: A Longitudinal Examination », Journal of Business Research, vol. 58, p.
1078-1088.
Lambert R., Larker D. et Weigelt K. (1991), « How Sensitive Is Executive Compensation To
Organisational Size? », Strategic Management Journal, vol. 12, p. 395-402.
La Porta R., Lopez-de-Silanes F., et Shleifer A. (1999), « Corporate Ownership Around The
World », The Journal of Finance, vol. 54, p. 471-518.
Lewellen W., Loderer C. et Martin K. (1987), « Executive Compensation Contracts And
Executive Incentive Problems: An Empirical Analysis », Journal of Accounting and
Economics, vol. 9, n°3, p. 287-310.
Lin Y. F. (2005), « Corporate Governance, Leadership Structure and CEO Compensation
Evidence From Taiwan », Corporate Governance: An International Review, vol. 13, p. 824835.
Lipton M. et Lorsch J. W. (1992), « A modest Proposal For Improved Corporate Governance
», Business Lawyer, vol. 48, p. 59-77.
Matyas L. et Stevestre P. (1996), The econometrics of panel data: A handbook of the theory
with applications, Norwell: Kluwer.
26
Monks R. A. G. et Minow N. (1995), Corporate governance, Cambridge, MA:Blackwell
Business.
Morck R., Yeung B. (2003), « Agency Problems In Large Family Business Groups »,
Entrepreneurship Theory and Practice, vol. 27, p. 367-382.
Murphy K. J. (2012), « Executive Compensation: Where We are, and How We Got There»,
Marshall School of Business Working Paper n° FBE 07.12
Murphy k. J. (1985), « Corporate Performance And Managerial Remuneration: An Empirical
Analysis », Journal of Accounting and Economics, vol. 7, p. 11-42.
Murphy K. J. et Zabojnik J. (2007), « Managerial Capital And The Market For CEOs »,
SSRN working paper.
Ozkan N. (2007), « Do Corporate Governance Mechanism Influence CEO Compensation? An
Empirical Investigation Of UK Companies», Journal of Multinational Financial
Management, vol. 17, p. 349-364.
Pigé B. (1994), « La politique de rémunération en tant qu’incitation à la performance des
dirigeants », Revue du Financier, n° 95, p. 44-64.
Roe M.J. (2000), « Political Preconditions For Separating Ownership From Corporate Control
», Stanford Law Review, vol. 53, n°3, p. 539-606.
Shleifer A. et Vishny R. W. (1986), « Large Shareholders And Corporate Control », Journal
of Political Economy, vol. 94, p. 461-488.
Shleifer A.et Vishny R. W. (1997), « A Survey Of Corporate Governance », Journal of
Finance, vol. 52, p. 737-783.
Smith C. W. et Watts R. L. (1992), « The Investment Opportunity Set And Corporate
Financing, Dividend, And Compensation Policies », Journal of Financial Economics, vol. 32,
p. 263-292.
St-Onge S., Magnan M., Thorne L. et Raymond S. (2001), « The Effectiveness Of StockOptions Plans: A Field Investigation Of Senior Executives », Journal of Management Inquiry,
vol. 10, n° 3, p. 250-266.
Steiner I.D. (1972), Group process and productivity, New York: Academic Press.
Tosi H. L. et Gomez-Mejia L. R. (1989), « The Decoupling Of CEO Pay And Performance:
An Agency Theory Perspective », Administrative Science Quarterly, vol. 34, p. 169-189.
Tosi H. L., Werner S., Katz J. P. et Gomez-Mejia L. R. (2000), « How Much Does
Performance Matter? A Meta-analysis Of CEO Pay Studies », Journal of Management, vol.
26? p. 301-339.
Weisbach M. (1988), « Outside Directors And CEO Turnover», Journal of Finance, vol. 43,
p. 431-460.
Westphal J. D. et Zaja, E. J. (1995), « Who Shall Govern? CEO-Board Power, Demographic
Similarity, And New Director Selection », Administrative Sciences Quarterly, vol. 40, p. 6083.
Zattoni A. (2007), « Stock Incentive Plans In Europe: Empirical Evidence And Design
Implications », Corporate Ownership and Control, vol. 4, p. 56-64.
Zattoni A. et Minichilli A. (2009), « The Diffusion of Equity Incentive Plans in Italian Listed
Companies: What Is The Trigger? », Corporate Governance: An International Review, vol.
17, p. 224-237.
27