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Comptabilité - Contrôle - Audit

2006/2 (Tome 12)


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Introduction

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En facilitant le recours aux financements externes, l’ouverture des marchés financiers permet aux entreprises de réduire le coût de leur financement. Une telle ouverture nécessite toutefois de garantir aux investisseurs qu’ils disposent de toute l’information utile pour apprécier pleinement les caractéristiques des opportunités d’investissement qui leur sont offertes. Il apparaît en effet que les entreprises opaques sont généralement peu attrayantes, les investisseurs évitant d’acquérir les titres d’entreprises souffrant d’un déficit informationnel (Bagehot-1971, Copeland et Galai1983, Kyle-1985, Glosten et Milgrom-1985).

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Dans cette perspective, et en réponse à l’intérêt croissant des documents comptables pour les investisseurs [1][1] Francis et al. (2002) montrent que les documents comptables..., l’International Organization of Securities Commission (IOSCO) a recommandé en mai 2000 à ses membres d’accepter les normes IFRS [2][2] Dans cet article, nous utilisons le sigle IFRS pour... pour les sociétés multinationales recourant à des émissions publiques de titres sur leurs différents marchés nationaux [3][3] L’IOSCO recommandait d’accepter toutes les normes IFRS.... En juillet 2002, la Commission Européenne a pour sa part imposé l’application de ces normes à toutes les firmes européennes cotées sur le marché réglementé, à compter de 2005 au plus tard [4][4] Le règlement CE 1606/2002 du 19 juillet 2002 oblige....

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L’objectif de cette recherche est double. Elle vise d’abord à déterminer si, conformément aux attentes des organismes internationaux, l’usage des IFRS accroît le contenu informatif des états financiers. Elle vise ensuite à apprécier l’étendue de cet impact. Pour ce faire, elle s’appuie sur le fait que certaines entreprises européennes, et plus particulièrement plusieurs entreprises suisses, ont adopté les IFRS bien avant l’échéance butoir de 2005. Si ces normes produisent des chiffres comptables mieux adaptés aux exigences des investisseurs, les entreprises qui les ont adoptées devraient divulguer des chiffres comptables plus informatifs que ceux des firmes qui continuent à préparer leurs états financiers en appliquant les normes locales. Ceci devrait se traduire par une réduction de leur fourchette de prix (bid-ask spread). Plusieurs recherches antérieures ont étudié la variation de la fourchette de prix autour d’événements bien définis, l’annonce des bénéfices par exemple. Dans cette étude, nous nous intéressons à la relation entre la composante structurelle de la fourchette de prix et le niveau de divulgation approché par le référentiel comptable utilisé. Nous considérons en effet que la fourchette est constituée de deux composantes : une composante structurelle, dénommée « baseline spread » par Welker (1995) ou « permanent spread » par Leuz et Verrecchia (2000) et Affleck-Graves et al. (2002), et une composante fluctuante. Si cette dernière varie dans le temps en fonction des informations disponibles, la composante structurelle est censée être stable. Elle ne varie que si l’environnement informationnel de la firme évolue significativement.

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Cet article est structuré de la manière suivante. Nous examinerons d’abord les recherches ayant traité la problématique du contenu informatif des chiffres comptables produits selon le référentiel IFRS. Ceci nous amènera à préciser l’objectif de l’étude (Section 1). Nous présenterons ensuite la méthodologie mise en œuvre pour apprécier l’information véhiculée par les états financiers des entreprises étudiées (Section 2). Nous commenterons enfin les résultats obtenus (Section 3). En guise de conclusion, nous suggérerons diverses extensions utiles à cette recherche (Section 4).

1 - L’impact attendu des normes internationales sur le contenu informatif des chiffres comptables

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Les chercheurs ne sont pas unanimes sur le sens de la relation qui lie l’adoption des normes internationales au contenu informatif des chiffres comptables. Auer (1996), Dumontier et Raffournier (1998), Glaum (2000), Street et Bruyant (2000), Leuz et Verrecchia (2000), Cuijpers et Buijink (2005) considèrent que l’adoption des IFRS doit améliorer le contenu informatif des chiffres comptables pour au moins deux raisons. Ils estiment d’abord que de telles normes amènent les entreprises à divulguer des informations plus détaillées. Ils estiment en outre que les IFRS limitent les choix comptables discrétionnaires, réduisant ainsi les opportunités de gestion des résultats, ce qui ne peut qu’améliorer la qualité des chiffres divulgués. D’autres auteurs considèrent en revanche que l’adoption des normes internationales risque de réduire le contenu informatif des chiffres comptables. Parce qu’elles limitent le nombre des méthodes comptables autorisées, et par conséquent les opportunités de gestion des résultats, Ashbaugh et Pincus (2001) considèrent que les IFRS risquent d’accroître la volatilité des résultats, ce qui atténuerait leur contenu informatif. Ball et al. (2003) et Tendeloo et Vanstraelen (2005) estiment que la qualité de l’information résulte de l’interaction entre les normes comptables utilisées et l’environnement économique. Celui-ci étant spécifique, ils ne jugent pas souhaitable d’imposer un système comptable uniforme et transnational.

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Pour ce qui concerne la Suisse, il apparaît que les normes internationales sont beaucoup plus précises et contraignantes que les normes locales. Elles traitent de problématiques largement ignorées par le système comptable suisse. À titre d’illustration, en 2005, le manuel des RPC (Recommandations relatives à la Présentation des Comptes) ne comprend que 170 pages alors que celui des IFRS comprend plus de 1700 pages. Les normes internationales réduisent en outre le nombre de choix discrétionnaires permis par les normes locales. La comptabilité suisse est en effet régie par le Code des Obligations et par les RPC promulguées par la CRPC (Commission pour les Recommandations relatives à la Présentation des Comptes). Le Code des Obligations s’applique à toutes les entreprises. Il définit sommairement le contenu du bilan, de l’état de résultat et des notes aux états financiers. Les RPC ne concernent que les sociétés cotées. Elles traitent plus en détail de certains sujets tels que la divulgation des politiques comptables (ARR 3), l’information à divulguer dans les états financiers (ARR 1, ARR 7, ARR 8), l’état de flux de trésorerie (ARR 6), les coûts de recherches et développement (ARR 9). Malgré les efforts fournis par la CRPC pour harmoniser les pratiques comptables et améliorer la qualité et la comparabilité des états financiers, le système comptable suisse demeure à la lumière de la comptabilité germanique fortement conservateur et plutôt orienté vers les besoins de l’État et le calcul de l’impôt. En raison du manque de précision de ses normes et de la pluralité des méthodes qu’il autorise, il offre aux entreprises de larges latitudes susceptibles de les amener à manipuler leurs comptes sans pour autant déroger à la loi. En ce sens, l’usage des IFRS devrait accroître le contenu informatif des chiffres comptables des entreprises suisses. Nous postulons donc que les chiffres comptables établis selon les normes IFRS sont plus informatifs que ceux établis selon les normes RPC.

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L’étendue de l’impact des IFRS sur le contenu informatif des chiffres comptables dépend toutefois de la valeur ajoutée informationnelle des états financiers préparés conformément à ces normes. Le contenu informatif des chiffres IFRS pourrait en effet être moins important pour les firmes dont l’environnement informationnel est riche. Les investisseurs disposant déjà de nombreuses informations, l’application des IFRS pourrait alors conduire la firme à produire des informations en grande partie redondantes. Ce serait notamment le cas des entreprises les plus grandes ou de celles régulièrement suivies par un grand nombre d’analystes financiers, plusieurs études empiriques ayant mis en évidence que le contenu informatif des données comptables diminue avec la taille ou le nombre des analystes qui s’intéressent à l’entreprise.

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Holthausen et Verrecchia (1988) et Schroeder (1995) montrent en effet que la réaction du marché à l’annonce des bénéfices est d’autant plus faible que la quantité d’informations divulguées avant l’annonce est grande. Cette quantité n’étant pas aisément observable, plusieurs variables de substitution sont généralement utilisées pour l’approcher. Il s’agit notamment de la taille de la firme et du nombre d’analystes financiers qui la suivent. L’usage de la taille trouve sa justification dans le fait que les firmes les plus grandes ont tout intérêt à beaucoup divulguer parce que cela leur procure de nombreux avantages nets. Welker (1995) et Lang et Lundholm (1993) montrent que du fait de la complexité, de la diversité et de l’évolution croissante de leurs activités, ces firmes ont souvent besoin de légitimer leurs choix managériaux vis-à-vis de plusieurs parties prenantes (créanciers, investisseurs, employés etc.). C’est moins le cas des petites firmes dont les activités sont plus visibles. Par ailleurs, le fait que les coûts de divulgation diminuent avec la taille de l’entreprise, du fait d’économies d’échelle, ne peut qu’inciter les grandes firmes à multiplier leurs divulgations. L’usage du nombre d’analystes trouve sa justification dans le fait que ce nombre est d’autant plus élevé que la firme produit beaucoup d’informations notamment parce qu’il est moins coûteux pour l’analyste de traiter l’information émanant de l’entreprise que d’acquérir de l’information privée. Ainsi, Lang et Lundholm (1996) montrent que, toutes choses égales par ailleurs, le nombre des analystes qui suivent une entreprise augmente avec la quantité d’informations disponibles dans ses rapports annuels et avec l’étendue des contacts qu’elle entretient avec les investisseurs. De surcroît, selon Arbel et al. (1983), Collins et al. (1987), Freeman (1987) et Shores (1990), les grandes firmes présentant plus d’intérêt pour bon nombre d’investisseurs que les firmes de plus petite taille, les analystes financiers et la presse financière suivent plus attentivement les grandes firmes, ce qui ne peut qu’améliorer leur visibilité.

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Le fait que les grandes entreprises, suivies par un grand nombre d’analystes, divulguent de plus grandes quantités d’informations est largement validé par la recherche empirique. Toutes les études relatives aux déterminants des divulgations volontaires, examinées en détail par Ahmed et Courtis (1999), montrent que la taille de la firme explique systématiquement le niveau de ses divulgations volontaires. Par ailleurs, Atiase (1985), Freeman (1987), Lobo et Mahmoud (1989), Dempsey (1989) et Shores (1990) montrent que l’ampleur de la réaction des investisseurs à l’annonce des chiffres comptables diminue avec la taille de l’entreprise. Dempsey (1989), Lobo et Mahmoud (1989) et Shores (1990) montrent que l’ampleur de cette réaction diminue avec le nombre des analystes qui suivent la firme.

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Les analyses et résultats précédents suggèrent que le contenu informatif des chiffres comptables pourrait être d’autant plus élevé que les divulgations discrétionnaires extra-comptables sont peu nombreuses. Nous postulons donc que le contenu informatif additionnel des chiffres comptables établis selon les IFRS est d’autant plus élevé que la firme est de petite taille ou qu’elle est peu suivie par les analystes financiers.

2 - Méthodologie

2.1 - La mesure du contenu informatif des chiffres comptables

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Le contenu informatif des chiffres comptables n’étant pas directement observable, il est habituellement approché au moyen d’une mesure de l’asymétrie d’information. Les études empiriques s’appuient sur diverses variables pour appréhender l’ampleur de cette asymétrie. Celles-ci relèvent selon Clarke et Shastri (2001) de deux grandes catégories : les mesures basées sur les prévisions des analystes financiers (erreur de prévision et dispersion des prévisions) et celles basées sur la microstructure des marchés financiers.

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Appréhender l’asymétrie informationnelle au moyen de l’erreur de prévision des analystes semble inopportun dans la mesure où De Bondt et Thaler (1990), Butler et Lang (1991), Abarbanell et Bernard (1992), Teoh et Wong (1998) et Easterwood et Nutt (1999) ont montré que les analystes tendent à sur-réagir à toute nouvelle information, ce qui biaise significativement leurs prévisions. C’est pourquoi les recherches les plus récentes tendent à apprécier le degré d’asymétrie informationnelle soit par la dispersion des prévisions des analystes, soit par des mesures inspirées de la théorie de la microstructure des marchés financiers, en particulier la fourchette de prix. Pour tout titre, celle-ci correspond à l’écart à un moment donné entre le meilleur prix proposé à l’achat et le meilleur prix proposé à la vente. À la lumière de Leuz et Verrecchia (2000), Welker (1995), Heflin et Shaw (2000), cette recherche retient cette mesure pour approcher l’asymétrie d’information. La fourchette de prix est naturelle sur les marchés dirigés par les prix [5][5] Un marché dirigé par les prix est organisé autour de... puisque, comme l’explique Hamon (1996), le teneur de marché a pour vocation d’assurer continuellement la liquidité des titres dont il est chargé. L’ampleur de la fourchette de prix est alors déterminée, d’une part, par le coût de détention d’un portefeuille non optimal et, d’autre part, par le coût d’anti-sélection. Ces deux composantes ont alimenté deux types de modèles relatifs à la formation de la fourchette : les modèles d’inventaire proposés par Demsetz (1968), Stoll (1978), Ho et Stoll (1983), Biais (1990) et Biais et al. (1997), et les modèles d’asymétrie d’information proposés par Bagehot (1971), Copeland et Galai (1983), Kyle (1985), Glosten et Milgrom (1985) et Biais et al. (1997).

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Selon les modèles d’inventaire, le teneur de marché se trouve dans l’obligation de satisfaire à tout moment les besoins de liquidité des investisseurs. Il risque donc de prendre des positions excessives pouvant entraîner une mauvaise diversification de son portefeuille. Il fixe alors les prix d’achat et de vente en fonction de son degré d’aversion au risque et de sa position (courte ou longue). Selon les modèles d’asymétrie d’information, le teneur de marché court un risque d’anti-sélection parce qu’il ne peut pas distinguer les agents avec lesquels il opère. Il ne sait pas s’il est confronté à des agents informés, qui souhaitent profiter d’une éventuelle sur ou sous-évaluation du titre, ou à des agents qui souhaitent acquérir ou céder le titre pour toute autre raison, notamment des motifs de liquidité. Pour se prémunir contre les pertes éventuelles engendrées par les transactions avec des investisseurs informés, il impute aux prix un coût d’asymétrie qui l’amène à accroître la fourchette de prix.

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Les modèles d’inventaire concernent essentiellement les marchés dirigés par les prix dans lesquels les teneurs de marchés sont tenus d’assurer continuellement la liquidité. Sur les marchés dirigés par les ordres, le coût d’inventaire est de moindre importance puisqu’aucun agent n’est contraint à offrir la liquidité et à s’exposer au risque de détention de portefeuilles non optimaux. Le marché suisse étant un marché dirigé par les ordres, le risque de détention de portefeuilles non optimaux est très faible, si bien que la composante de la fourchette de prix relative au coût d’inventaire est négligeable. Nous considérons donc que la fourchette de prix dépend essentiellement du coût de l’anti-sélection et par conséquent du niveau de l’asymétrie d’information. En montrant que les modèles qui ignorent le coût d’inventaire sont mieux aptes à expliquer l’ampleur de la fourchette de prix que ceux qui intègrent ces coûts lorsqu’on considère un marché gouverné par les ordres, De Winne et Majois (2004) valident cette hypothèse.

2.2 - Les modèles testés

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L’étude vise à déterminer si le référentiel comptable choisi par l’entreprise affecte significativement l’asymétrie d’information mesurée par la fourchette de prix. Dans une première étape, nous avons simplement comparé la fourchette de prix moyenne des firmes ayant adopté les IFRS à celle des firmes ayant conservé les normes suisses locales. Dans une deuxième étape, un modèle de régression linéaire multiple a été estimé pour contrôler l’effet des variables susceptibles d’affecter elles aussi la fourchette de prix, notamment la volatilité des rendements boursiers, le niveau d’activité du titre et la taille de l’entreprise. En effet, Tinic (1972) a montré que la volatilité des rendements affecte positivement la fourchette, dans la mesure où elle accroît le risque de détention d’un portefeuille non optimal, ce qui conduit le teneur de marché à exiger une prime de risque plus élevée. Demsetz (1968) et Stoll (1978) ont montré que des échanges fréquents permettent de se débarrasser facilement d’une position indésirable, ce qui affecte mécaniquement la fourchette à la baisse. Lang et Lundholm (1993) et Welker (1995) ont montré que les firmes les plus grandes étant plus transparentes, le risque d’anti-sélection diminue avec la taille de l’entreprise. Roulstone (2003) a étendu ce raisonnement au nombre d’analystes financiers qui suit la firme. Nous proposons donc de tester le modèle suivant :

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FPi est la moyenne annuelle de la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(PAit – PVit)/[(PAit + PVit)/2]} où PA et PV mesurent respectivement les meilleurs prix offerts à l’achat et la vente. IFRSi est une variable binaire qui prend la valeur 1 si la firme i adopte les IFRS, 0 si elle adopte les normes suisses. Volati mesure la volatilité des rendements de la firme i. Elle est égale à l’écart type annuel des rendements quotidiens t [Rendementit] : Rendementit = Ln(Pit+Dit) – Ln(Pit – 1). Activitéi est la moyenne annuelle du rapport entre le nombre de titres échangés quotidiennement et le nombre total de titres de la firme i. EIi reflète l’environnement informationnel de l’entreprise i, celui-ci étant respectivement appréhendé par CBi et par NBAi. CBi mesure la capitalisation boursière de l’entreprise i en fin d’année. Elle est égale au prix de clôture de l’année multiplié par le nombre de titres en circulation. NBAi mesure le nombre d’analystes financiers qui suivent l’entreprise i durant l’année considérée.

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Les moyennes et écarts types sont calculés à compter du début du quatrième mois qui suit la fin de l’année fiscale de chaque firme, date à partir de laquelle les rapports annuels sont censés être publiés. Toutes les variables, sauf NBAi, sont exprimées sous leur forme logarithmique pour garantir la normalité des résidus et limiter l’effet des valeurs extrêmes.

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Pour tenir compte de l’effet de l’environnement informationnel de la firme, le modèle de régression initial a été complété par l’introduction d’une variable d’interaction entre la variable IFRS et la variable EIi, cette dernière étant appréhendée successivement par CBi et NBAi :

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Dans le modèle précédent, l’effet du référentiel comptable sur la fourchette de prix était reflété par le coefficient ?1. Dans ce modèle-ci, il est reflété par les coefficients ?1 et ?5. Ce modèle peut en effet être réécrit de la façon suivante :

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Sous cette forme, il apparaît que l’effet total de l’application des normes IFRS est reflété à la fois par le coefficient ?1, qui capte l’effet principal, et par le coefficient ?5 qui capte l’effet d’interaction avec l’environnement informationnel.

2.3 - Les données

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Les données relatives aux normes comptables adoptées par les firmes ont été collectées à partir de leurs rapports annuels. Les données boursières ont été extraites de la base de données Thomson one Banker Analytics. Les données relatives aux analystes financiers ont été extraites de la base de données I/B/E/S. Pour éliminer les valeurs aberrantes, nous avons procédé aux traitements suivants :

  • Les fourchettes de prix relatives quotidiennes négatives ont été éliminées puisque, visant à rémunérer le service de liquidité offert par les donneurs d’ordre à cours limité, elles ne peuvent pas être négatives.

  • Les fourchettes de prix relatives quotidiennes supérieures à 1 ont également été supprimées puisque la rémunération du service de liquidité ne peut pas être supérieure au cours de l’action.

  • Les fourchettes de prix relatives quotidiennes supérieures à leur moyenne annuelle augmentée de trois écarts types ont été écartées pour garantir la normalité de la distribution des fourchettes relatives.

  • Les quantités de titres échangées quotidiennement ont été éliminées lorsqu’elles étaient supérieures à la quantité totale de titres émis, puisque le nombre de titres échangés ne peut pas dépasser le nombre de titres en circulation.

  • Les prix de clôture quotidiens négatifs ou supérieurs au double du prix de clôture de la veille ont été supprimés puisqu’un prix n’est jamais négatif et qu’il est peu probable qu’il double du jour au lendemain.

  • Les données manquantes relatives au nombre d’analystes financiers ont été à la lumière du travail de Shores (1990) remplacées par zéro. Nous avons considéré ici que I/B/E/S ne communique pas systématiquement l’information quand aucun analyste ne suit la firme.

2.4 - L’échantillon

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L’étude porte sur la Suisse car ce pays comprend le plus grand nombre de firmes ayant adopté prématurément les IFRS [6][6] Outre la Suisse, l’Allemagne et l’Autriche sont les.... Sur la période étudiée, qui couvre les années allant de 1999 à 2002, près de la moitié des entreprises suisses cotées appliquaient les IFRS. Soulignons que les années antérieures à 1999 ne sont pas prises en compte car avant la révision de la norme IAS 1, applicable à tous les exercices démarrant à compter du 1er juillet 1998, les firmes pouvaient facilement déclarer qu’elles utilisaient les IFRS sans pour autant appliquer l’intégralité de ces normes, comme le montrent clairement Street et al. (1999). L’échantillon initial comprend donc toutes les firmes suisses cotées à Zurich sur le Swiss Stock Exchange. Le nombre de ces firmes s’élève à 277. En 1999, 61 firmes ont été éliminées de cet échantillon parce que leur rapport annuel n’est pas disponible. Sur les 216 firmes restantes, 123 firmes préparent leurs états financiers conformément aux normes suisses, 89 utilisent les normes internationales, 4 utilisent les normes américaines. Puisque l’étude vise à comparer les normes suisses aux normes internationales, les 4 firmes utilisant les normes américaines ont été éliminées de l’étude.

Tableau 1 - Caractéristiques de l’échantillonTableau 1

FPi est la moyenne annuelle de la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(PAit – PVit )/ [(PAit + PVit )/2]}. FRSi est une variable qualitative qui prend la valeur 0 si la firme i utilise les normes suisses, 1 si elle utilise les IFRS et 2 si elle utilise les normes américaines. Volati mesure la volatilité des rendements de la firme i. Elle est égale à l’écart type annuel des rendements quotidiens t [Rendementit] : Rendementit = Ln(Pit + Dit ) – Ln(Pit – 1). Activitéi est la moyenne annuelle du rapport entre le nombre de titres échangés quotidiennement et le nombre total de titres de la firme i. CBi mesure la capitalisation boursière de l’entreprise i en fin d’année. Elle est égale au prix de clôture de l’année multiplié par le nombre de titres en circulation. NBAi mesure le nombre d’analystes financiers qui suivent l’entreprise i durant l’année considérée. Les valeurs sont calculées sur une année à partir du quatrième mois qui suit la fin de l’année fiscale. N est le nombre total d’observations firmes-années.

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Pour les 212 firmes restantes, les données relatives à la fourchette de prix ne sont disponibles que pour 189 d’entre elles, les données utiles au calcul de la volatilité des rendements et à l’activité du titre sont disponibles pour 204 entreprises uniquement, les données relatives à la capitalisation boursière ne sont disponibles que pour 207 firmes. Les firmes étudiées sont celles pour lesquelles nous disposons de toutes les données nécessaires. L’échantillon final comprend donc 185 firmes en 1999, dont 109 se réfèrent aux normes suisses, 76 appliquent les normes internationales. Selon les mêmes critères de sélection, le nombre de firmes retenues en 2000, 2001 et 2002 s’élève respectivement à 187, 216 et 230.

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Selon le tableau 2, la fourchette de prix moyenne varie de 2,57 % du prix du titre en 1999 à 4,51 % en 2001. Le niveau élevé de la fourchette en 2001 vient essentiellement de la forte diminution des cours cette année-là. La capitalisation boursière moyenne diminue en effet de 28 % entre 1999 et 2001 puisqu’elle passe de 2 519 millions d’USD en 1999 à 1 789 millions d’USD en 2001. Les valeurs de la fourchette de prix et des variables de contrôle, à l’exclusion du nombre d’analystes financiers, varient à grande échelle, d’où la nécessité de les standardiser en retenant leur logarithme. À titre d’illustration, la volatilité moyenne des actions suisses cotées s’élève à 2,42 % en 1999 (écart type 1,74 %). Elle s’élève à 3,09 % en 2001 (écart type 2.20 %). L’activité moyenne (rapport entre le nombre de titres échangés et le nombre de titres en circulation) passe de 0,23 % en 1999 (écart type 3,44 %) à 0,19 % en 2001 (écart type 0,35 %). On constate enfin que chaque entreprise suisse est suivie en moyenne par environ 5 analystes (écart type 8).

Tableau 2 - Statistiques descriptives des variables étudiéesTableau 2

FPi est la moyenne annuelle de la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(PAit – PVit )/ [(PAit + PVit )/2]}. IFRSi est une variable binaire qui prend la valeur 1 si la firme i utilise les IFRS, 0 si elle utilise les normes suisses. Volati mesure la volatilité des rendements de la firme i. Elle est égale à l’écart type annuel des rendements quotidiens t [Rendementit] : Rendementit = Ln(Pit + Dit) – Ln(Pit – 1). Activitéi est la moyenne annuelle du rapport entre le nombre de titres échangés quotidiennement et le nombre total de titres de la firme i. CBi mesure la capitalisation boursière de l’entreprise i en fin d’année. Elle est égale au prix de clôture de l’année multiplié par le nombre de titres en circulation. NBAi mesure le nombre d’analystes financiers qui suivent l’entreprise i durant l’année considérée. Les valeurs de l’année n sont calculées sur une année à partir du quatrième mois qui suit la fin de l’année fiscale. N est le nombre de firmes (sur un total de 277) pour lesquelles nous disposons des données utiles.

3 - L’analyse de l’impact des normes IFRS sur l’asymétrie d’information

3.1 - L’impact des normes IFRS sur les fourchettes de prix

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Dans une première étape, nous avons analysé l’impact des normes IFRS sur la fourchette de prix au moyen d’un simple test de comparaison des fourchettes moyennes selon que les firmes ont adopté les IFRS ou qu’elles ont conservé les normes suisses pour la préparation de leurs états financiers. Dans une deuxième étape, nous avons effectué une régression linéaire multiple pour tenir compte de l’effet des variables de contrôle. L’étude ne consistant pas à analyser l’évolution temporelle de l’impact des IFRS sur le contenu informatif des chiffres comptables, mais à déterminer si cet impact est effectif et persistant, nous avons considéré chacune des quatre années étudiées séparément, sans recourir aux régressions sur données de panel, celles-ci ne s’avérant pas nécessaires dans ce contexte.

Tableau 3 - Test de comparaison des fourchettes de prix moyennesTableau 3

FPi est la moyenne annuelle de la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(PAit – PVit )/ [(PAit + PVit )/2]}. KS est la statistique de Kolmogorov-Smirnov du test de normalité. N est la taille des deux sous-échantillons comparés. Les valeurs correspondantes diffèrent de celles qui figurent au tableau 2 parce qu’à la différence de ce dernier, nous ne considérons pas dans le présent tableau les firmes qui utilisent les US GAAP et celles pour lesquelles nous ignorons le référentiel comptable appliqué. Les tests de normalité et d’égalité des moyennes sont effectués sur les fourchettes de prix exprimées en logarithme.

3.1.1 - L’analyse univariée

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Le tableau 3 montre qu’il existe une différence très significative en termes de fourchette de prix entre les firmes utilisant les IFRS (groupe 1) et celles appliquant les normes suisses (groupe 2). À titre d’illustration, en 1999, la fourchette relative moyenne s’élève à 1,57 % pour le premier groupe. Elle s’élève à 3.36 % pour le second. Ce résultat est valable pour chacune des quatre années étudiées. Ceci ne signifie pas pour autant que l’étroitesse des fourchettes des entreprises IFRS vient du référentiel comptable utilisé. Elle peut tout aussi bien être due à l’effet de diverses autres variables susceptibles de l’affecter significativement. L’analyse multivariée vise à isoler l’effet de la seule application des IFRS, en contrôlant l’effet des autres déterminants des fourchettes de prix.

3.1.2 - L’analyse multivariée

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Les résultats de l’analyse univariée suggèrent que les normes IFRS réduisent l’asymétrie d’information entre les investisseurs parce qu’elles améliorent le contenu informatif des chiffres comptables. Pour conforter ces résultats, une analyse de régression linéaire a été réalisée en vue de contrôler l’effet de variables additionnelles susceptibles elles aussi d’affecter la fourchette de prix, à savoir la volatilité des rendements, l’activité du titre et la taille de la firme ou le nombre d’analystes financiers qui la suivent. Les tableaux 4 et 5 présentent les résultats de ces modèles de régression.

Tableau 4 - Estimation du modèle de régression linéaire sans variable d’interactionTableau 4

FPi est la moyenne annuelle de la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(PAit – PVit )/ [(PAit + PVit )/2]}. IFRSi est une variable binaire qui prend la valeur 1 si la firme i utilise les IFRS, 0 si elle utilise les normes suisses. Volati mesure la volatilité des rendements de la firme i. Elle est égale à l’écart type annuel des rendements quotidiens t [Rendementit] : Rendementit = Ln(Pit + Dit ) – Ln(Pit – 1). Activitéi est la moyenne annuelle du rapport entre le nombre de titres échangés quotidiennement et le nombre total de titres de la firme i. CBi mesure la capitalisation boursière de l’entreprise i en fin d’année. Elle est égale au prix de clôture de l’année multiplié par le nombre de titres en circulation. Les valeurs de l’année n sont calculées sur une année à partir du quatrième mois qui suit la fin de l’année fiscale. N est la taille de l’échantillon. VIF : Facteur d’Inflation de la Variance. IC : Indice de Conditionnement. KS est la statistique de Kolmogorov-Smirnov. CW-BP est la statistique de Cook-Weisberg Breusch Pagan. Le nombre d’observations diffère légèrement de celui communiqué dans le tableau 1 car tous les points aberrants qui sont apparus lors de l’estimation du modèle ont été écartés dans le but de garantir la normalité des résidus.

Tableau 5 - Estimation du modèle de régression linéaire sans variable d’interactionTableau 5

FPi est la moyenne annuelle de la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(PAit – PVit )/ [(PAit + PVit )/2]}. IFRSi est une variable binaire qui prend la valeur 1 si la firme i utilise les IFRS, 0 si elle utilise les normes suisses. Volati mesure la volatilité des rendements de la firme i. Elle est égale à l’écart type annuel des rendements quotidiens t [Rendementit] : Rendementit = Ln(Pit + Dit) – Ln(Pit – 1). Activitéi est la moyenne annuelle du rapport entre le nombre de titres échangés quotidiennement et le nombre total de titres de la firme i. NBAi mesure le nombre d’analystes financiers qui suivent l’entreprise i durant l’année considérée. Les valeurs de l’année n sont calculées sur une année à partir du quatrième mois qui suit la fin de l’année fiscale. N est la taille de l’échantillon. VIF : Facteur d’Inflation de la Variance. IC : Indice de Conditionnement. KS est la statistique de Kolmogorov-Smirnov. CW-BP est la statistique de Cook-Weisberg Breusch Pagan. Le nombre d’observations diffère légèrement de celui communiqué dans le tableau 1 car tous les points aberrants qui sont apparus lors de l’estimation du modèle ont été écartés dans le but de garantir la normalité des résidus.

31

Les tableaux 4 et 5 montrent que les modèles de régression sont bien spécifiés. Les statistiques de Fisher sont très significatives et les variables indépendantes expliquent environ 80 % de la variance des fourchettes de prix relatives lorsque l’environnement informationnel de la firme est appréhendé par sa capitalisation boursière. Les R2 ne s’élèvent plus qu’à 50 % environ lorsque l’environnement informationnel est appréhendé par le nombre d’analystes. Il apparaît également que les hypothèses de la régression linéaire, la normalité et l’homoscédasticité des résidus, sont systématiquement vérifiées. Le test de Kolmogorov-Smirnov confirme l’hypothèse de normalité des résidus. Le test de Cook-Weisberg Breusch-Pagan confirme l’hypothèse de leur variance constante. De surcroît, les variables indépendantes ne sont pas multicolinéaires puisque les indices de conditionnement ne dépassent pas 30 et toutes les valeurs des facteurs d’inflation de la variance (Variance Inflation Factor – VIF) sont inférieures à 1,5.

32

Les modèles de régression confirment les résultats de l’analyse univariée. Les normes comptables internationales affectent négativement la fourchette de prix, ce qui valide l’hypothèse du plus grand contenu informatif des chiffres comptables résultant de l’application de ces normes. Le fait de préparer les états financiers en conformité avec les IFRS réduit l’asymétrie d’information entre les investisseurs et donc le risque d’anti-sélection. Le tableau 4 montre que la taille de l’entreprise affecte négativement sa fourchette de prix. Ceci suggère que l’asymétrie d’information diminue avec la qualité de l’environnement informationnel de l’entreprise, approchée ici par la capitalisation boursière de la firme. Grâce notamment à la plus grande quantité d’informations qu’elles émettent, l’asymétrie d’information pénalise moins fortement les grandes firmes. Le coefficient de la variable NBA dans le tableau 5 valide cette intuition. Plus les analystes financiers suivant la firme sont nombreux, plus la quantité d’informations produites et disséminées au public est importante. Ceci réduit l’asymétrie d’information entre investisseurs, ce qui se traduit par des fourchettes de prix plus faibles. S’agissant des variables de contrôle, le niveau d’activité du titre et la capitalisation boursière de la firme affectent négativement la fourchette de prix, alors que la volatilité des rendements boursiers l’affecte positivement. Ces résultats sont conformes à ceux généralement obtenus dans les études relatives aux déterminants de la fourchette de prix.

3.2 - L’effet du contexte informationnel sur l’étendue de l’impact des IFRS sur les fourchettes de prix

33

Si l’usage des IFRS tend à accroître le contenu informatif des chiffres comptables publiés, nous pouvons penser que cet effet est d’autant plus faible que l’entreprise mène une politique de communication intense. Les résultats des tableaux 6 et 7 valident cette intuition.

Tableau 6 - Estimation du modèle de régression avec variable d’interactionTableau 6

FPi est la moyenne annuellede la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(PAit – PVit )/ [(PAit + PVit )/2]}. IFRSi est une variable binaire qui prend la valeur 1 si la firme i utilise les IFRS, 0 si elle utilise les normes suisses. Volati mesure la volatilité des rendements de la firme i. Elle est égale à l’écart type annuel des rendements quotidiens t [Rendementit] : Rendementit = Ln(Pit + Dit) – Ln(Pit – 1). Activitéi est la moyenne annuelle du rapport entre le nombre de titres échangés quotidiennement et le nombre total de titres de la firme i. CBi mesure la capitalisation boursière de l’entreprise i en fin d’année. Elle est égale au prix de clôture de l’année multiplié par le nombre de titres en circulation. Les valeurs de l’année n sont calculées sur une année à partir du quatrième mois qui suit la fin de l’année fiscale. N est la taille de l’échantillon. VIF : Facteur d’Inflation de la Variance. IC : Indice de Conditionnement. KS est la statistique de Kolmogorov-Smirnov. CW-BP est la statistique de Cook-Weisberg Breusch Pagan. Le nombre d’observations diffère légèrement de celui communiqué dans le tableau 1 car tous les points aberrants qui sont apparus lors de l’estimation du modèle ont été écartés dans le but de garantir la normalité des résidus.

Tableau 7 - Estimation du modèle de régression avec variable d’interactionTableau 7

FPi est la moyenne annuelle de la fourchette de prix relative quotidienne de la firme i à la date t [FPit] : FPit = {(Askit – bidit )/ [(Askit + bidit )/2]}. IFRSi est une variable binaire qui prend la valeur 1 si la firme i utilise les IFRS, 0 si elle utilise les normes suisses. Volati mesure la volatilité des rendements de la firme i. Elle est égale à l’écart type annuel des rendements quotidiens t [Rendementit] : Rendementit = Ln(Pit + Dit) – Ln(Pit – 1). Activitéi est la moyenne annuelle du rapport entre le nombre de titres échangés quotidiennement et le nombre total de titres de la firme i. NBAi mesure le nombre d’analystes financiers qui suivent l’entreprise i durant l’année considérée. Les valeurs de l’année n sont calculées sur une année à partir du quatrième mois qui suit la fin de l’année fiscale. N est la taille de l’échantillon. VIF : Facteur d’Inflation de la Variance. IC : Indice de Conditionnement. KS est la statistique de Kolmogorov-Smirnov. CW-BP est la statistique de Cook-Weisberg Breusch Pagan. Le nombre d’observations diffère légèrement de celui communiqué dans le tableau 1 car tous les points aberrants qui sont apparus lors de l’estimation du modèle ont été écartés dans le but de garantir la normalité des résidus.

34

Que l’on retienne la taille de l’entreprise (tableau 6) ou le nombre d’analystes (tableau 7) comme mesure de la qualité de l’environnement informationnel de la firme, on observe à chaque fois que le fait d’appliquer les IFRS a d’autant moins d’impact sur la fourchette de prix relative que l’environnement informationnel est riche. Le tableau 6 montre en effet que la variable IFRS est affectée d’un coefficient significativement négatif, la variable d’interaction [IFRSxLn(CB)] étant affectée d’un coefficient significativement positif. S’appréciant au moyen de [ ?1 + ?5 Ln(CB)], il apparaît que le fait de produire des chiffres comptables conformes aux IFRS réduit systématiquement l’asymétrie d’information, mais cette réduction est d’autant plus faible que la capitalisation boursière de l’entreprise est grande. En remplaçant la taille par le nombre d’analystes qui suivent la firme, les résultats du tableau 7 conduisent exactement aux mêmes conclusions. L’impact de l’application des IFRS sur la fourchette de prix est d’autant moins fort que la firme est fortement suivie par les analystes financiers. En effet, plus le nombre d’analystes est élevé, plus la quantité d’informations véhiculées au marché est importante. Ceci ne peut qu’accroître la transparence de la firme et atténuer l’effet du référentiel IFRS sur l’asymétrie d’information qui la caractérise.

Conclusion

35

Cette étude a examiné l’impact de l’application des normes internationales sur le contenu informatif des chiffres comptables. Celui-ci est appréhendé au moyen de l’asymétrie d’information entre investisseurs mesurée par la fourchette de prix des titres. Les résultats montrent clairement que, toutes choses égales par ailleurs, les entreprises suisses qui appliquent les IFRS souffrent de moins d’asymétrie d’information que celles qui se conforment aux normes locales. Ceci suggère que l’application des IFRS conduit l’entreprise à produire des chiffres comptables dont le contenu informatif est supérieur à celui des chiffres préparés selon les normes locales. En ce sens, l’obligation de recourir aux normes IFRS, imposée à toutes les entreprises européennes à compter de 2005 est opportune puisqu’elle devrait conduire à la production d’états financiers au contenu informatif accentué. Les résultats empiriques de cette étude montrent aussi que l’impact des IFRS sur le contenu informatif des chiffres comptables n’est pas uniforme. Il est d’autant plus marqué que l’environnement informationnel de l’entreprise est pauvre. Il apparaît en effet que l’impact de l’application des IFRS sur les fourchettes de prix diminue avec la taille ou le nombre d’analystes financiers qui suivent l’entreprise. Puisque ces variables appréhendent toutes deux l’ampleur des divulgations relatives à l’entreprise, il semble que les entreprises les plus grandes ou les plus fortement suivies par les analystes financiers sont celles qui bénéficieront le moins de l’obligation d’adopter le référentiel IFRS.

36

Il convient toutefois de souligner que la mesure de l’asymétrie d’information sollicitée ici, l’ampleur de la fourchette de prix relative, n’appréhende qu’une dimension de l’asymétrie informationnelle, l’asymétrie entre investisseurs. Il pourrait être souhaitable d’étendre ces analyses à des mesures qui permettent d’appréhender d’autres dimensions de l’asymétrie d’information, notamment l’asymétrie entre la firme et les investisseurs. À cette fin, la mesure de Barron et al. (1998) qui s’appuie sur les prévisions des analystes financiers semble particulièrement opportune. Il convient aussi de souligner qu’une approche en coupe instantanée, comme celle adoptée ici, ne permet pas d’apprécier comment le passage des normes locales aux normes IFRS affecte le contenu informatif des chiffres comptables publiés. Seule une analyse de l’évolution de l’asymétrie de l’information autour de l’adoption des IFRS permettrait de déterminer si la réduction de l’asymétrie d’information résultant de l’adoption des IFRS est immédiate ou étalée dans le temps.


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Notes

[1]

Francis et al. (2002) montrent que les documents comptables n’ont pas perdu de leur utilité aux États Unis malgré l’essor des analyses financières émanant des structures spécialisées. Ils ont même connu un regain d’intérêt pour les investisseurs. Ce résultat confirme celui de Landsman et Maydew (2002).

[2]

Dans cet article, nous utilisons le sigle IFRS pour désigner les normes comptables internationales plutôt que le sigle IAS-IFRS.

[3]

L’IOSCO recommandait d’accepter toutes les normes IFRS alors en vigueur, à l’exception de quatre normes dont l’application n’était pas obligatoire : l’IAS 15 relative aux effets des variations de prix, l’IAS 26 relative aux régimes de retraite, l’IAS 30 relative aux banques et institutions financières et l’IAS 40 relative à l’immobilier de placement.

[4]

Le règlement CE 1606/2002 du 19 juillet 2002 oblige les sociétés de l’Union Européenne dont les titres sont admis à la négociation sur un marché réglementé à établir et publier leurs comptes consolidés selon les IFRS pour les exercices ouverts à compter du 1er janvier 2005. Cette obligation a été reportée au 1er janvier 2007 pour les sociétés dont seuls les titres de créances sont admis aux négociations sur un marché réglementé. Bien que la Suisse ne soit pas membre de l’Union Européenne, les entreprises suisses cotées sur le segment principal devront elles aussi appliquer les IFRS ou les US GAAP à compter de 2005 en vertu du communiqué 2/2003 du 10 février 2003 de l’instance d’admission du Swiss Stock Exchange.

[5]

Un marché dirigé par les prix est organisé autour de teneurs de marché (market makers) qui jouent le rôle de contrepartistes aux différents ordres émis par les investisseurs. Pour ce faire, chacun d’eux, cote en permanence deux prix : celui auquel il est prêt à acheter immédiatement le titre [le prix de vente pour le client – bid price] et l’autre, plus élevé, auquel il est prêt à vendre immédiatement ce titre [prix d’achat pour le client – ask price]. Par opposition, un marché dirigé par les ordres est organisé autour d’un carnet d’ordres à deux principaux libellés : les ordres à cours limité et les ordres au prix du marché. Un donneur d’ordre d’achat (de vente) à cours limité fixe un prix au dessus (au dessous) duquel il n’accepte pas d’acheter (de vendre) le titre. La liquidité sur un tel marché découle des ordres à cours limité émis par les investisseurs puisqu’un donneur d’ordres au prix du marché ne peut avoir de contrepartie que s’il existe au moins un donneur d’ordres à cours limité. Pour une présentation détaillée de ces deux types d’intermédiation, le lecteur peut se reporter à Hamon (1995).

[6]

Outre la Suisse, l’Allemagne et l’Autriche sont les deux pays européens où l’on trouve la plus forte proportion d’entreprises appliquant les IFRS par anticipation, l’usage des IFRS étant en effet autorisé dans ces deux pays depuis 1998. Pour ce qui concerne la Suisse, du fait du caractère peu contraignant des règles comptables en vigueur, les autorités boursières ont autorisé plus tôt le recours aux normes IFRS. Dumontier et Raffournier (1998) constatent que 52 entreprises sur les 133 firmes suisses cotées de leur échantillon appliquaient les IFRS dès 1994.

Résumé

Français

Cette étude vise à déterminer si l’application des IFRS tend à produire des chiffres plus informatifs que ceux qui résultent de l’application des normes locales. En s’appuyant sur le cas de la Suisse, cette étude montre que les entreprises qui appliquent les IFRS présentent, toutes choses égales par ailleurs, des fourchettes de prix inférieures à celles des entreprises qui appliquent les normes locales, ce qui suggère que l’application des IFRS améliore le contenu informatif des données comptables. Cette étude montre aussi que l’impact des IFRS sur la fourchette de prix diminue avec la taille de l’entreprise et le nombre d’analystes qui suivent la firme, ce qui suggère que l’utilisation des IFRS est d’autant plus bénéfique sur le plan informationnel que l’entreprise divulgue peu.

Mots-clés

  • IFRS
  • chiffres comptables
  • information
  • fourchettes de prix

English

The IASB Framework for the Preparation and Presentation of Financial Statement states that the main goal of financial accounting is to provide investors with numbers that can help them in their investment process. In this framework, this study is aimed at determining whether IFRS compliance leads to accounting data that are more informative than those resulting from the use of local GAAP. Using Swiss companies, we show that firms applying IFRS exhibit ceteris paribus lower bidask spreads than those using local GAAP. Since the magnitude of bid-ask spreads is expected to increase with the level of information asymmetry, this suggests that IFRS compliance improves the information content of accounting data. We also show that the impact of IFRS on bid-ask spreads decreases with firm size and with the number of analysts following the firm. Since firm size and analyst following are both proxies of the firm’s informational environment, this result suggests that IFRS compliance is more beneficial to firms with a low level of disclosures.

Keywords

  • IFRS
  • accounting figures
  • information
  • bid-ask spreads

Plan de l'article

  1. Introduction
  2. 1 - L’impact attendu des normes internationales sur le contenu informatif des chiffres comptables
  3. 2 - Méthodologie
    1. 2.1 - La mesure du contenu informatif des chiffres comptables
    2. 2.2 - Les modèles testés
    3. 2.3 - Les données
    4. 2.4 - L’échantillon
  4. 3 - L’analyse de l’impact des normes IFRS sur l’asymétrie d’information
    1. 3.1 - L’impact des normes IFRS sur les fourchettes de prix
      1. 3.1.1 - L’analyse univariée
      2. 3.1.2 - L’analyse multivariée
    2. 3.2 - L’effet du contexte informationnel sur l’étendue de l’impact des IFRS sur les fourchettes de prix
  5. Conclusion

Pour citer cet article

Dumontier Pascal, Maghraoui Randa, « Adoption volontaire des IFRS, asymétrie d'information et fourchettes de prix : l'impact du contexte informationnel », Comptabilité - Contrôle - Audit, 2/2006 (Tome 12), p. 27-47.

URL : http://www.cairn.info/revue-comptabilite-controle-audit-2006-2-page-27.htm
DOI : 10.3917/cca.122.0027


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