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L’écart entre performance et aspirations affecte-t-il la performance future d’une organisation ?
Le cas de la Ligue des Champions UEFA (1994-2008)

Frédéric Lassalle, Pierre-Xavier Meschi et Emmanuel Métais

Résumé

La littérature a démontré que les organisations adoptent des trajectoires de changement différentes selon leur écart de réalisation, i.e., selon qu’elles réalisent une performance en-deçà, conforme ou au-delà de leurs aspirations. En revanche, l’efficacité relative de ces trajectoires n’a fait l’objet d’aucune investigation empirique, alors que la théorie propose des conclusions contradictoires. C’est pourquoi, en nous appuyant sur la théorie comportementale des organisations et la théorie des perspectives, nous présentons un modèle liant écart de réalisation et performance future. Nous testons ce modèle sur la Ligue UEFA des Champions. Nos résultats montrent que l’écart de réalisation impacte positivement la performance future : plus une équipe dépasse ses aspirations, plus sa performance future est augmentée ; inversement, moins une équipe atteint ses aspirations, plus sa performance future est diminuée. Sur le plan théorique, nos conclusions confirment les prédictions de la TCO et montrent que les écarts de réalisation déclenchent des trajectoires de changement qui n’ont pas la même efficacité ; sur le plan pratique, les résultats montrent l’importance d’un ajustement spécifique des aspirations pour maximiser la performance future.

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Texte intégral

Introduction

1La théorie comportementale des organisations (TCO) stipule qu’une organisation change en fonction des résultats de ses expériences passées (Cyert et March, 1963). Selon que sa performance est inférieure, conforme ou supérieure à ses aspirations, une organisation met en place des adaptations différentes (Lant, 1992 ; Audia et Greve, 2006 ; Baum et Dahlin, 2007). Pour comprendre ces variations, les chercheurs étudient l’impact de l’écart entre aspirations et performance sur les préférences en matière de changement organisationnel. Mais une question subsiste : l’écart entre performance et aspirations affecte-t-il la performance future d’une organisation ?

2Au plan théorique, la TCO et la théorie des perspectives (TP) montrent que le volume d’expérience seul est un prédicteur incomplet de la performance future. Il convient aussi de prendre en compte l’écart entre performance et aspirations (Lant, 1992), car il conditionne les préférences au changement, telles que la prise de risque, le locus, la source ou même la logique générale du changement. Or ces préférences ont chacune leurs vertus et leurs pièges, si bien que l’efficacité de l’une relativement aux autres fait l’objet d’interprétations contradictoires (Kahneman et Tversky, 1979 ; Cohen et Levinthal, 1990 ; Levinthal et March, 1993 ; March, 2006 ; Todorova et Durisin, 2007). Au plan managérial, comprendre l’impact sur la performance future d’un écart entre performance et aspirations peut aider les décideurs à mieux définir des objectifs.

3Dans cet article, nous nous appuyons sur la littérature concernant d’une part les écarts de réalisation, i.e., la différence entre la performance actuelle et les aspirations à la performance (Lant, 1992 ; Lant et Shapira, 2008), et d’autre part l’efficacité des changements organisationnels (Bromiley, 1991 ; Wiseman et Bromiley, 1996 ; Miller et Chen, 2004 ; Baum et Dahlin, 2007). Nous en déduisons un modèle liant écart de réalisation et performance future. Nous proposons que l’écart de réalisation influence positivement la performance future. Autrement dit, plus une organisation réalise une performance en deçà de ses aspirations, plus sa performance future est diminuée ; inversement, plus une organisation réalise une performance au-delà de ses aspirations, plus sa performance future est augmentée. Ces deux cas de figure supposent des mécanismes d’adaptation organisationnels très différents. Nous avons choisi d’étudier cette relation dans le cadre de la Ligue des Champions UEFA (Union des Associations Européennes de Football).

4L’article est structuré en quatre sections. Dans une première section, nous analysons comment les écarts de réalisation affectent la performance future des organisations, pour aboutir à quatre hypothèses de recherche. La section suivante précise notre méthodologie de recherche. Le test des hypothèses et les résultats sont décrits dans une troisième section. Enfin, la discussion-conclusion évalue les limites et perspectives de notre recherche.

1. L’écart entre performance et aspirations affecte la performance future

5La TCO stipule que les organisations apprennent de leurs expériences passées (Cyert et March, 1963), processus validé par les travaux sur la courbe d’expérience (Yelle, 1979 ; Darr et Argote, 1995 ; Argote et al., 1990 ; Benkard, 2000). Cependant, l’augmentation de la performance ne dépend pas uniquement du volume d’expérience accumulée, mais aussi des résultats des expériences passées (Levitt et March, 1988). Au fur et à mesure que l’organisation accumule de l’expérience, elle sélectionne dans ses expériences passées celles qui ont conduit à des succès et élimine celles qui ont conduit à des échecs, pour améliorer sa performance. Au-delà du feedback de performance, la TCO a montré que l’aspiration à la performance est également un critère essentiel dans les choix des décideurs (Cyert et March, 1963) car elle joue un rôle de renforcement positif ou négatif sur la performance passée. Une organisation construit son aspiration à la performance en se référant à deux types d’aspiration (Levinthal et March, 1981 ; Herriott et al., 1985 ; March, 1988 ; Greve, 2002). D’une part, les aspirations historiques renvoient à la performance passée de l’organisation (Cyert et March, 1963). Une organisation jauge en permanence sa performance actuelle en fonction de sa performance passée récente. Son niveau d’aspiration à la performance pour le futur s’ajuste donc en rapport avec l’historique de sa performance, avec un certain délai : plus précisément, le premier augmente ou diminue avec le second (Baum et al., 2005). D’autre part, les aspirations sociales renvoient à la performance du groupe de référence d’une organisation (Festinger, 1954 ; Cyert et March, 1963 ; Iyer et Miller, 2008). Une organisation fixe son niveau de performance souhaitée non seulement en rapport avec sa performance passée, mais aussi en fonction du niveau de performance observé chez ses « pairs ». Une organisation a en effet tendance à ajuster ses objectifs en s’alignant en permanence sur un certain nombre de benchmarks sélectionnés dans son environnement. Pour une organisation donnée, l’écart entre d’une part sa performance observée et d’autre part son aspiration à la performance (historique et/ou sociale) est appelé « écart de réalisation » (Lant, 1992). Il peut être négatif (performance inférieure aux aspirations), nul (performance égale ou proche des aspirations) ou positif (performance supérieure aux aspirations).

1.1. Les effets d’une performance conforme aux aspirations sur la performance future

6Lorsque l’écart entre aspirations et performance est nul, l’organisation opte pour une recherche locale de solutions (March et Shapira, 1992). Elle cherche à maintenir un statu quo, i.e., à reproduire, moyennant des ajustements mineurs, ses routines passées (March, 2006). L’organisation minimise ses innovations comme sa prise de risque (Kahneman et Tversky, 1979). Ces paramètres d’adaptation ont été démontrés empiriquement, dans des contextes variés (Baum et al., 2005 ; Baum et Dahlin, 2007 ; Park, 2007). Compte tenu des recherches précédentes sur l’efficacité de ces adaptations (Lant, 1992 ; Wiseman et Bromiley, 1996 ; Baum et Dahlin, 2007 ; Chen et Miller, 2007) et sur la prise de risque (Bromiley, 1991 ; Miller et Chen, 2004), nous proposons qu’un écart de réalisation nul aura un impact positif sur la performance future.

1.2. Les effets d’une performance inférieure aux aspirations sur la performance future

7Si l’écart de réalisation est très négatif, alors la propension de l’organisation au changement augmente. Le changement est motivé par la recherche de solutions face aux problèmes que l’organisation perçoit comme étant la source de son manque de performance (Cyert et March, 1963). L’organisation opte pour une recherche de solutions non locales, couplée à un apprentissage de type vicariant (Baum et Dahlin, 2007). Du point de vue de la TCO ou de la TP (Kahneman et Tversky, 1979), un écart de réalisation négatif augmente la prise de risque, car les décideurs veulent compenser le déficit de performance (Audia et Greve, 2006).

8Nous émettons l’hypothèse que l’impact d’un écart de réalisation négatif sur la performance future sera très négatif, pour trois raisons. Premièrement, une performance très inférieure aux aspirations conduit les organisations à prendre des décisions très risquées pour combler l’écart, ce qui accroit la probabilité d’échec (Cyert et March, 1963 ; Bromiley, 1991 ; Wiseman et Bromiley, 1996 ; Latham et Braun, 2009 ; March, 2006). Deuxièmement, pour mettre en œuvre ces solutions risquées, les organisations privilégient un apprentissage vicariant (Baum et Dahlin, 2007) ; or ce type d’apprentissage est un processus imparfait (Argote et Ingram, 2000 ; Szulanski et Jensen, 2006). Troisièmement, Greve (2002) a montré que des ajustements organisationnels rapides avaient un impact négatif sur la performance future. Or, les adaptations dans le football peuvent s’opérer de manière très rapide : si les résultats sont décevants, l’entraîneur est susceptible d’être écarté sur le champ, et les joueurs remplacés (le marché des transferts de joueurs de football est ouvert deux fois par an), sachant que leur impact sur la fonction de production et les résultats de l’équipe sont avérés dans le football (Carmichael et Thomas, 2000). Au final, l’hypothèse qu’un écart de réalisation négatif diminue la performance future est justifiée empiriquement par Baum et Dahlin (2007), qui montrent que les compagnies ferroviaires réduisent leurs coûts d’accidents en fonction de leur expérience cumulée, mais pas en fonction de leur expérience d’accident.

1.3. Les effets d’une performance supérieure aux aspirations sur la performance future

9Lorsque l’écart de réalisation est positif, la propension de l’organisation au changement est également renforcée, mais dans une logique différente et avec une intensité moindre (Kahneman et Tversky, 1979 Audia et Greve, 2006 ; Baum et Dahlin, 2007). Un écart de réalisation positif génère une recherche de solution non locale, suscitée par deux phénomènes. D’une part, un succès inattendu crée un excédent de ressources (Baum et al., 2005 ; Chen et Miller, 2007). D’autre part, le succès augmente la confiance des décideurs dans leur aptitude à exploiter ces ressources excédentaires (Cyert et March, 1963 ; Levinthal et March, 1981 ; March et Shapira, 1992 ; Lant, 1992). Dans le cas du football, une performance au-delà des aspirations renforce l’attractivité du club pour les sponsors et pour des joueurs de meilleur niveau.

10La TCO considère qu’une performance très au-delà des aspirations génère un comportement averse au risque, ce qui semble être confirmé empiriquement (Greve, 2003 ; Miller et Chen, 2004 ; Audia et Greve, 2006 ; Park, 2007). La prise de risque serait toutefois plus élevée qu’en cas d’écart de réalisation nul (performance conforme aux aspirations), que ce soit pour les aspirations sociales ou les aspirations historiques (Baum et al., 2005). Greve (2008) a ainsi montré que les firmes dont la croissance est supérieure aux aspirations sont moins avides de croître et sont plus prudentes que les firmes dont la croissance est très inférieure aux aspirations.

11Compte tenu des recherches empiriques sur les écarts de réalisation positifs, nous suggérons qu’une performance supérieure aux aspirations engendre un impact très positif sur la performance future d’une organisation.

1.4. Développement des hypothèses

12La TCO stipule que le feedback de performance influence positivement la performance future. Afin de vérifier d’emblée, au niveau de notre échantillon, la validité de cette relation communément acceptée, nous proposons la première hypothèse suivante :

Hypothèse 1 : la performance passée d’une organisation a un impact positif sur sa performance future.

13Au-delà du feedback de performance, l’écart de réalisation détermine la propension des organisations à changer et influence donc leur performance future. Le Tableau 1 ci-dessous synthétise les caractéristiques du changement pour chaque catégorie d’écart de réalisation.

Tableau 1 : Relation entre écart de réalisation et performance future

Performance < aspirations

Performance = aspirations

Performance > aspirations

Préférence

Résolution de problème

Statu quo

Utilisation des excédents

Locus

Non local

Local

Non local

Source d’apprentissage

Vicariant

Expérience propre

Vicariant

Prise de risque

Elevée à très élevée

Faible

Modérée

Impact sur la performance

Très négatif

Positif

Très positif

14Le Tableau 1 nous amène à penser qu’il existe une relation positive entre l’écart de réalisation et la performance future, pour les aspirations sociales comme historiques, induisant notre seconde hypothèse :

Hypothèse 2 : il existe une relation positive entre l’écart de réalisation et la performance future d’une organisation.

15Le Graphique 1 présente la relation supposée. Lorsque l’écart de performance est positif, c’est-à-dire lorsque l’organisation dépasse ses objectifs, alors la performance future s’en trouve augmentée. Inversement, lorsqu’une organisation n’atteint pas ses objectifs, sa performance future s’en trouve diminuée.

16Pour évaluer l’amplitude des variations de performance en fonction des écarts de réalisation, nous proposons de tester la significativité des différences d’impact sur la performance selon que l’écart de réalisation est négatif, nul ou positif. Conformément aux développements qui précèdent, nous pouvons formuler les deux hypothèses suivantes :

Hypothèse 3a : lorsque l’écart de réalisation est nul, la performance future est significativement supérieure à celle observée en cas d’écart de réalisation négatif.

Hypothèse 3b : lorsque l’écart de réalisation est nul, la performance future est significativement inférieure à celle observée en cas d’écart de réalisation positif.

Graphique 1 : Relation attendue entre écart de réalisation et performance future

Graphique 1 : Relation attendue entre écart de réalisation et performance future

17Compte tenu de la littérature sur les aspirations (Greve, 2002 ; Audia et Greve, 2006), nous testerons séparément, pour les hypothèses 2, 3a et 3b, les aspirations historiques et les aspirations sociales. Nous anticipons des relations identiques pour chaque type d’acquisition.

2. Méthodologie de la recherche

2.1. Les clubs de football européens dans la Ligue des Champions

18Notre question de recherche a été étudiée dans le contexte des clubs de football européens ayant participé à la Ligue des Champions (LC) entre 1994-1995 et 2007-2008. Nous avons choisi de nous focaliser sur le contexte compétitif particulier de la LC à partir de l’année 1994 pour plusieurs raisons. Tout d’abord, nous avons privilégié la cohérence dans l’analyse de la relation entre la performance actuelle, les aspirations historiques et sociales au succès et la performance future des clubs en nous concentrant sur une seule et unique compétition qui est celle de la LC. La LC présente également l’avantage d’être une compétition internationale et permet ainsi d’étudier cette relation pour des clubs de football de différents pays. Ensuite, la LC présente un caractère unique car c’est la compétition la plus prestigieuse et la plus rentable pour les clubs de football européens. Avec une audience globale de plus d’un milliard de spectateurs par saison, la LC fait partie des plus grands événements sportifs mondiaux. 32 clubs de football ont été sélectionnés pour la saison 2009-2010 de la LC qui aura une présence médiatique très importante avec une retransmission par 90 opérateurs dans 230 pays. Cette couverture médiatique mondiale attire les plus grands clubs ainsi que les plus grands joueurs qui rêvent de remporter la « coupe aux grandes oreilles » (surnom donné à la coupe de la LC). Les retombées financières pour les clubs sélectionnés constituent sans aucun doute l’élément distinctif le plus important de cette compétition. A ce sujet, le Tableau 1 présente un comparatif de la totalité des revenus générés par différentes compétitions européenne et locale (cf. Ligue 1 du championnat français).

Tableau 2 : Revenus (en Millions d’Euros) des Compétitions de Football en Europe

Compétition

Ligue des Champions

Coupe de l’UEFA

Ligue 1 (France)

Saison 2005-2006

608

18

910

Saison 2006-2007

825

48

977

Saison 2007-2008

822

53

988

Source : UEFA et Ligue de Football Professionnel (2009)

19Ainsi, sur les saisons 2005-2006, 2006-2007 et 2007-2008, les revenus générés par la Coupe de l’UEFA sont 16 à 17 fois moins importants que ceux générés par la LC. Bien que ces sommes soient très importantes, elles prennent un relief supplémentaire en regard du gain par match pour les clubs engagés dans la LC, la Coupe de l’UEFA ou la Ligue 1 du championnat local français : par exemple, pour la saison 2007-2008, les gains du club qui a été Champion de France, en l’occurrence l’Olympique Lyonnais, ont été de 1,18 millions d’Euros par match de Ligue 1 tandis que ceux dans la LC ont été de 3,41 millions d’Euros par match. L’écart est encore plus grand lorsque l’on compare les gains obtenus par les clubs lors de la LC à ceux obtenus lors de la Coupe de l’UEFA. Le Tableau 2 souligne l’importance des gains obtenus par les clubs lors des saisons 2005-2006, 2006-2007 et 2007-2008 de la LC. Le Tableau 2 présente également les gains de deux clubs, le Bayern München et le Sparta Prague, ayant participé successivement à la LC puis à la Coupe de l’UEFA. L’écart de gains entre les deux compétitions est de 1 (saison 2007-2008 de la Coupe de l’UEFA) à 6 (saison 2006-2007 de la LC) pour le Bayern München et de 1 (saison 2006-2007 de la Coupe de l’UEFA) à 14 (saison 2005-2006 de la LC) pour le Sparta Prague.

Tableau 3 : Gains des Clubs dans les Compétitions Européennes (en Millions d’Euros)

Saison 2005-2006

Saison 2006-2007

Saison 2007-2008

Barcelone

31,4

23

27,5

Arsenal

34,8

19,5

23,2

Milan AC

20,4

40

26,4

Lyon

25,3

22,9

27,3

Bayern München

19,9

29

4,6*

Sparta Prague

4,3

0,3*

0,3*

Les chiffres associés à un astérisque (*) correspondent aux gains obtenus en Coupe de l’UEFA ; les autres chiffres correspondent aux gains obtenus en LC.
Source : UEFA (2009)

20Enfin, nous avons démarré notre analyse à partir de la saison 1994-1995 (cf. année 1994) de la LC car cette année-là, la compétition a été l’objet d’une modification majeure de son format. La LC a été créée en 1992 par l’UEFA, qui est l’instance dirigeante du football sur le continent européen, et a pris la suite de la Coupe des Clubs Champions Européens qui a été fondée en 1955. Cette compétition européenne présente un format nouveau avec l’introduction d’une phase de poules à la place de tours à élimination directe. L’année 1994 est marquée par un ajustement important avec la mise en place après les poules et avant la finale, d’un quart de finale. Avec cet ajustement, la LC va prendre un format qu’elle a gardé quasi-identique jusqu’à aujourd’hui. Dans le format actuel, il y a 32 clubs sélectionnés et répartis en huit groupes de quatre clubs. Ces clubs sélectionnés comprennent les 16 gagnants des rounds préliminaires de sélection des clubs champions des pays classés de la 10ème à la 23ème place sur l’indice UEFA, les clubs champions des pays de la 7ème à la 9ème place sur l’indice UEFA, les clubs champions et vice-champions des pays de la 1ère à la 6ème place sur l’indice UEFA ainsi que le tenant du titre.

2.2. Constitution d’une population de recherche en panel

21A partir de plusieurs sources (archives de l’UEFA et journaux suivants : L’Equipe, La Gazzetta dello Sport, France Football et Marca), nous avons établi la liste de tous les clubs ayant participé à la compétition entre 1994 et 2007. Nous avons identifié 382 couples « clubit » (participation du club focal i à la LC de l’année t) sur la période de 1994 à 2007. La participation du club focal i à une nouvelle saison de la LC entraîne la formation d’un autre couple « clubit ». Ces 382 couples « clubit » sont associés à 101 clubs, ce qui correspond à une moyenne d’environ 3,8 participations par club. Chaque couple « clubit » est ensuite renseigné pour chaque année du panel (t+Δt) tant que le club focal i n’est pas sélectionné pour participer à nouveau à la compétition. Au final, la population en panel est constituée de 964 « clubit /année t+Δt ».

2.3. La probabilité de sélection des clubs de football à la LC comme variable dépendante

22La probabilité de sélection à la LC est la variable dépendante de notre recherche. Cette variable constitue une mesure de performance future des clubs. Elle se définit comme la probabilité qu’un club, ayant déjà un historique d’au moins une sélection à la LC, soit de nouveau sélectionné pour la compétition. Cette variable dépendante a été identifiée à partir d’un suivi longitudinal de chaque couple « clubit », au cours d’une période démarrant l’année de participation à la LC et se terminant l’année de re-sélection à cette compétition (ou en 2007-2008 pour les clubs n’ayant pas été re-sélectionnés). L’événement recherché et pouvant survenir à l’intérieur de cette période à risque est la sélection du club focal à la LC. Cet événement peut se répéter plusieurs fois pour un même club. Nous avons codé 0 chaque année du panel (t+Δt) tant que le club focal i n’a pas été de nouveau sélectionné. Dans le cas d’une nouvelle sélection à l’année t+Δt, le couple « clubit » a alors été codé 1. En comparant l’année t soit à celle de la re-sélection pour les clubs ayant été re-sélectionnés, soit à celle de la fin de la période à risque (cf. année 2008) pour les clubs n’ayant pas été re-sélectionnés, nous avons mesuré un délai d’occurrence (en années) de la sélection à la LC pour chaque couple. À partir de ces données, nous avons estimé la probabilité de sélection à la LC pour l’année t à l’intérieur de la période à risque, s(t), de la manière suivante :

2.4. Variables indépendantes et de contrôle

23La performance actuelle et l’écart de réalisation des clubs sont les variables indépendantes. La variable de performance actuelle des clubs de l’année t de la LC, « performance dans les matchs » (ou Pit), a été mesurée pour l’ensemble des matchs dans lesquels le club focal a été engagé en fonction de ses qualifications, (1) en calculant la somme du différentiel des buts à chaque match et (2) en divisant cette somme par le nombre de matchs. Cette variable renvoie à une estimation du type goal average correspondant à une mesure de performance sportive qui est couramment utilisée par l’UEFA et les journaux sportifs.

24Ensuite, la variable « écart de réalisation (S) » correspond à l’écart entre performance actuelle et aspirations sociales au succès. Cette variable a été estimée en calculant la différence entre la performance actuelle (Pit) (cf. au-dessus la description de la variable « performance dans les matchs ») et les aspirations sociales au succès (ASit) du club focal. Suivant l’exemple de plusieurs études empiriques (Mezias et al., 2002 ; Audia et Greve, 2006 ; Baum et Dahlin, 2007), le niveau d’aspirations sociales a été mesuré en calculant la moyenne de la performance actuelle des clubs du groupe de référence du club focal (Pgt), soit, pour chaque club i participant à la LC de l’année t :

Δ(P/AS)it = Pit – Pgt

25Pour définir les groupes de référence au sein de notre population, nous nous sommes appuyés sur la classification annuelle en quatre groupes de niveau de l’UEFA. L’affectation d’un club à l’un de ces groupes dépend de son indice UEFA, obtenu à partir de ses résultats dans les compétitions européennes sur les cinq dernières saisons. Cette classification UEFA n’existant que depuis 2003, nous avons complété la distinction en quatre groupes sur la base du budget européen relatif de l’année de t de sélection à la LC, mesuré par le budget du club focal (en millions d’euros) de l’année t de sélection à la compétition divisé par celui du plus gros club dans la LC (pour l’année t). Ce choix de partition a été motivé par les éléments suivants : premièrement, nous avons observé une forte corrélation positive entre indice UEFA et budget des clubs ; deuxièmement, le niveau des aspirations au succès d’un club de football dépend en grande partie des efforts budgétaires que celui-ci a engagés pour réussir dans les différentes compétitions, et notamment dans celle de la LC. Le lien entre d’une part, la taille du budget et d’autre part, la sélection et le degré de réussite sportive à la LC, est étroit pour de nombreux dirigeants de club de football en Europe. Comme le fait remarquer Sébastien Bazin, président du Paris Saint-Germain, au sujet de la participation du club français à la LC : « il faut que le Paris Saint-Germain soit tous les ans en Ligue des Champions, c’est la seule chose qui m’intéresse. On a un budget très conséquent, un des cinq plus gros de la Ligue 1 [française], on doit faire une meilleure saison : ce Paris Saint-Germain mérite et doit être en Ligue des champions l’année prochaine » (Yann Bernal, Agence France Presse, 31 Juillet 2009). A partir de ce critère du budget relatif européen, les quatre groupes de référence se scindent de la manière suivante : un premier groupe correspond à budget relatif européen compris entre 0,76 et 1. On y retrouve les plus grands clubs européens tels que Barcelona FC, Bayern München, Manchester United ou encore Real Madrid. Un deuxième groupe correspond à budget relatif européen compris entre 0,51 et 0,75, avec des clubs tels que Arsenal FC, Liverpool FC, AS Roma ou encore Borussia Dortmund. Un troisième groupe correspond à budget relatif européen compris entre 0,26 et 0,5, avec des clubs tels que Olympique Lyonnais, Werder Bremen, Bayer Leverkusen et Atletico Madrid. Un quatrième et dernier groupe correspond à budget relatif européen compris entre 0 et 0,25, avec des clubs tels que AJ Auxerre, Udinese Calcio, FC Porto, IFK Göteborg ou encore FC Kaiserslautern. Pour chaque groupe de référence et pour chaque saison de la LC, nous avons calculé un score moyen relatif à la variable « performance dans les matchs ».

26Enfin, la variable « écart de réalisation (H) » correspond à l’écart entre performance actuelle et aspirations historiques au succès. Cette variable a été estimée en calculant la différence entre la performance actuelle (Pit) et les aspirations historiques au succès (AHit) du club focal. Ces dernières renvoient à l’historique de la performance du club (Cyert et March, 1963 ; Levinthal et March, 1981 ; Audia et Greve, 2006 ; Baum et Dahlin, 2007). Nous avons mesuré le niveau d’aspirations historiques à partir de la moyenne de la variable « performance dans les matchs » pour les trois années précédant la compétition (cf. ci-dessous méthode d’estimation [A]). Dans les cas où le club était qualifié pour la première fois à la LC ou qu’il n’avait pas participé à cette compétition depuis trois ans, nous avons utilisé la moyenne du score de « performance dans les matchs » de son groupe de référence pour les trois années précédant la compétition (cf. ci-dessous méthode d’estimation [B]). En résumé, pour chaque club i participant à la LC de l’année t :

où –3 ≤ N ≤ –1 et correspond au nombre d’années précédant la compétition. Les variables de performance actuelle et de performance relative aux aspirations (sociales et historiques) ont été mesurées comme des « prédicteurs non-chronologiques » car elles ont été estimées lors de la participation du club focal à la LC de l’année t et leur valeur est restée fixe pour chaque année du panel (t+Δt).

27Cinq variables de contrôle ont été retenues car susceptibles d’influencer la probabilité de sélection future des clubs à la LC (Scully, 1994 ; Carmichael et Thomas, 2000 ; Dawson et al., 2000 ; Hadley et al., 2000 ; Kern et Süssmuth, 2005). Il s’agit de l’« indice UEFA par pays » (échelle de 0 – indice faible à 2 – indice élevé), du « changement d’entraîneur » (nombre de changements annuels d’entraîneur suite à la compétition de l’année t), du « nombre de sélections passées » (nombre de saisons passées en LC depuis 1994), de la « cotation en bourse » (codage binaire 0 – club non coté et 1 – club coté) et du « budget local relatif » (ratio divisant le budget du club focal de l’année t divisé par celui du plus gros club du championnat local pour l’année t). Les variables « indice UEFA par pays », « changement d’entraîneur » et « budget local relatif » ont été mesurées comme des « prédicteurs chronologiques » pour chaque année du panel (t+Δt).

28L’impact de la performance actuelle et de l’écart de réalisation des clubs sur la probabilité de sélection à la LC a été testé à partir d’un modèle semi-paramétrique des risques proportionnels de Cox (1972). Nous avons privilégié l’utilisation de ce modèle statistique par rapport à d’autres modèles car il permet de traiter aisément des prédicteurs chronologiques (par rapport à la régression logistique en panel) et il ne requiert pas au préalable de décrire la forme de la distribution de la probabilité au cours du temps (par rapport aux modèles paramétriques du type Weibull, lognormal ou loglogistique). Dans le contexte d’un modèle de Cox avec la présence d’un événement répété, en l’occurrence la sélection à la LC pour un même club, il est recommandé d’avoir recours à des méthodes de correction de la variance (Box-Steffensmeier et Zorn, 2002). Dans cet article, nous avons retenu celles d’Andersen et Gill (1982) et de Prentice et al. (1981).

3. Test des hypothèses et résultats statistiques

29Le Tableau 4 présente une matrice des corrélations. Plusieurs corrélations entre variables sont fortement significatives. Afin de s’assurer de la validité des résultats ultérieurs, nous avons conduit des tests de facteur d’inflation de la variance (FIV). Les valeurs obtenues sont systématiquement inférieures à 2,5, en-deçà du seuil recommandé de 10 (Mendenhall et Sincich, 1986).

Tableau 4 : Statistiques descriptives et matrice des corrélations

Variables

Moyenne

(écart-type)

1

2

3

4

5

6

7

8

1. Codage binaire sélection

0,320 (0,466)

2. Performance dans les matchs

– 0,391 (0,826)

0,314***

3. Ecart de réalisation (S)

0,000 (0,710)

0,115**

0,858***

4. Ecart de réalisation (H)

– 0,111 (0,820)

0,083**

0,756***

0,810***

5. Indice UEFA par pays

0,805 (0,463)

0,207***

0,492***

0,315***

0,236***

6. Changement d’entraîneur

0,780 (0,837)

– 0,208***

– 0,068*

0,009

0,010

– 0,070**

7. Nombre de sélections passées

2,647 (2,428)

0,425***

0,220***

0,065*

– 0,005

0,193***

– 0,058†

8. Cotation en bourse

0,160 (0,367)

0,014

0,094**

– 0,017

– 0,078**

0,115**

– 0,128**

0,278***

9. Budget local relatif

0,643 (0,335)

0,335***

0,089**

– 0,107**

– 0,093**

– 0,219***

– 0,062†

0,284***

0,013

Les valeurs du tableau correspondent à des coefficients de corrélation de Pearson.
n = 964 clubs-années
p < 0,1 *p < 0,05 **p < 0,01 ***p< 0,001

30Les Tableaux 5 et 6 détaillent les résultats de quatre séries de régressions de Cox. La première série est restreinte aux variables de contrôle (cf. Tableau 5). Les trois autres séries (cf. Tableau 6) distinguent l’effet direct de la performance actuelle de celui de l’écart entre performance et aspirations sociales et de celui de l’écart entre performance et aspirations historiques.

Tableau 5 : Modèles de régression de Cox
Test de l’effet des variables de contrôle

Variables

Modèle 1
Sans correction

Modèle 2
Correction de la variance d’Andersen et Gill

Modèle 3
Correction de la variance de Prentice et al.

Indice UEFA par pays c

0,267 (0,059)***

0,267 (0,042)***

0,232 (0,043)***

Changement d’entraîneur c

– 0,128 (0,039)**

– 0,128 (0,042)**

– 0,125 (0,044)**

Sélections passées

0,086 (0,020)***

0,086 (0,012)***

Stratification

Cotation en bourse

0,046 (0,140)

0,046 (0,089)

0,002 (0,088)

Budget local relatif b

0,373 (0,090)***

0,373 (0,103)***

0,314 (0,105)**

Ratio de vraisemblance

– 1670,049

– 1670,049

– 1012,172

Chi-2 (modèle)

70,37***

126,67***

33,25***

aLes valeurs du tableau correspondent à des coefficients standardisés de régression de Cox et les erreurs standards sont présentées entre parenthèses. Les coefficients positifs (négatifs) indiquent qu’une augmentation de la valeur des variables indépendantes et de contrôle se traduit par une augmentation (baisse) de la probabilité de sélection à la LC.
b Les scores de facteur d’inflation de la variance (FIV) pour les variables de contrôle sont compris entre 1,02 et 1,27.
c Prédicteur chronologique.
n = 964 clubs-années
p < 0,1 *p < 0,05 **p < 0,01 ***p< 0,001

31La comparaison entre la régression de Cox sans correction et les deux autres régressions avec correction de la variance permet deux constats. Le Tableau 5 montre que l’impact des variables de contrôle est quasiment le même dans les trois régressions. La probabilité de revenir rapidement dans la LC est donc significativement plus forte pour les clubs ayant un indice UEFA élevé, une faible rotation des entraîneurs, un grand nombre de sélections passées à la LC et un budget important. La cotation en bourse des clubs n’a aucun impact sur la probabilité de sélection.

Tableau 6 : Modèles de régression de Cox
Test de l’effet des variables indépendantes a, b

Tableau 6 : Modèles de régression de CoxTest de l’effet des variables indépendantes a, b

32Il ressort du Tableau 6 que l’Hypothèse 1 est validée. En effet, une relation statistiquement significative (à p < 0,01 pour les modèles sans correction et avec correction d’Andersen et Gill et à p < 0,001 pour le modèle avec correction conditionnelle) a été établie entre la variable performance dans les matchs et la variable dépendante. La probabilité de revenir rapidement dans la LC est forte si le club bénéficie d’un goal average positif et élevé dans la compétition en cours.

33Le Tableau 6 présente aussi l’impact de l’écart entre performance actuelle et performance relative aux aspirations sur la variable dépendante. Pour les aspirations sociales, l’impact est significatif et positif et est d’autant plus significatif (à p < 0,05) lorsqu’il est examiné dans les deux modèles avec correction de la variance. Les clubs dont la performance dépasse leurs aspirations sociales bénéficient d’une probabilité de sélection future significativement supérieure à celle des clubs dont la performance est inférieure à leurs aspirations sociales (cf. écart de réalisation négatif). Nous pouvons préciser qu’un accroissement du score de performance relative de l’ordre d’un écart type ( = +0,710) accroît de 14,9 % la probabilité de sélection future, et inversement. Pour les aspirations historiques, l’impact est quasi-identique : la probabilité de sélection future augmente de 14,1 % à chaque accroissement d’un écart type du score de performance relative aux aspirations historiques (soit +0,823), et inversement. L’Hypothèse 2 est donc validée pour les aspirations sociales et historiques.

  • 1 Ces modèles sont disponibles sur demande aux auteurs.

34Pour tester les Hypothèses 3a et 3b, nous avons créé deux nouvelles variables à partir des variables de performance relative aux aspirations (sociales et historiques). Une première variable binaire différencie les clubs ayant un écart de réalisation nul (codé 0, cette catégorie « performance = aspirations » comprend les clubs dont le score de performance relative est compris entre [0 − un écart type] et [0 + un écart type]) de ceux ayant un écart de réalisation négatif (codé 1, cette catégorie « performance < aspirations » comprend les clubs dont le score de performance relative est inférieur ou égal à [0 − un écart type]). Une deuxième variable distingue les clubs ayant un écart de réalisation nul (codé 0) de ceux ayant un écart de réalisation positif (codé 1, cette catégorie « performance > aspirations » comprend les clubs dont le score de performance relative est supérieur ou égal à [0 + un écart type]). Ces deux variables ont été introduites dans les trois modèles de régression (avec et sans correction de la variance). Dans le cas des aspirations sociales, ces variables n’ont pas affiché d’impact significatif1. Il en découle que les Hypothèses 3a et 3b ne sont pas validées pour les aspirations sociales.

35Pour les aspirations historiques, il ressort que les clubs ayant un écart de réalisation nul ont une performance future significativement supérieure à celle observée en cas d’écart de réalisation négatif (à p < 0,001 pour la régression sans correction et pour celle avec correction d’Andersen et Gill et à p < 0,05 pour la régression avec correction conditionnelle). Ensuite, il apparaît que les clubs ayant un écart de réalisation nul ont une performance future significativement inférieure à celle observée en cas d’écart de réalisation négatif (à p < 0,1 pour la régression sans correction et à p < 0,05 pour les deux régressions avec correction). Les Hypothèses 3a et 3b sont donc validées pour les aspirations historiques.

Discussion et conclusion

36Notre recherche étudie l’impact de l’écart de réalisation sur la performance future d’une organisation. Partant des principes de la TCO (Cyert et March, 1963), nous proposons que l’écart de réalisation affecte les mécanismes d’adaptation des organisations (préférence, locus, source et prise de risque) et donc leur performance subséquente. Nous postulons un impact positif de l’écart de réalisation sur la performance subséquente, que l’on se place du point de vue des aspirations sociales ou bien des aspirations historiques.

37Nos résultats sont globalement conformes à ces prédictions. Premièrement, en ligne avec la TCO, la performance passée affecte positivement la performance future. La performance passée joue donc un rôle de renforcement pour les organisations, positif en cas de succès, négatif en cas d’échec. Deuxièmement, conformément aux prédictions de la TCO et la TP, l’écart de réalisation influence positivement la performance future. Une organisation intègre donc sa performance comme feedback en comparaison avec ses aspirations.

38Pour les aspirations historiques, nous montrons que les différents types d’adaptation n’ont pas les mêmes niveaux d’efficacité et se traduisent par des performances différentes. Un écart de réalisation négatif diminue la performance future, confirmant l’idée que dans cette situation, les organisations prennent des risques excessifs et adoptent des modes de changement peu efficaces (Levinthal et March, 1993 ; Wiseman et Bromiley, 1996 ; Baum et Dahlin, 2007 ; Latham et Braun, 2009). Ainsi, le club du Spartak (Moscou), durant la période 2002-2005, a « utilisé » pas moins de 4 entraîneurs, a recruté 82 joueurs, parfois dans des grands clubs comme la Juventus de Turin ou Boca Junior, en faisant partir pas moins de 77. On retrouve exactement le même schéma pour le Sporting du Portugal entre 2000 et 2003 (3 entraîneurs et double renouvellement complet de l’équipe). Clairement, face à un écart de réalisation très négatif, ces clubs ont maximisé leur prise de risque, à travers un apprentissage exploratoire, une recherche non locale de solutions, mesures qui ont contribué à diminuer encore leur performance. Un écart de réalisation nul impacte positivement la performance future, accréditant l’idée qu’une organisation qui atteint ses objectifs privilégie des adaptations modérées et locales, et que ce mode d’adaptation est efficace (March, 2006). Ainsi Arsenal, sur la période 2004-2007 n’a pas changé d’entraîneur et n’a renouvelé que 31 joueurs. Enfin, un écart de réalisation positif influence positivement la performance future, confirmant qu’un dépassement des aspirations crée un ajustement efficace, non local, guidé par la nécessité d’utiliser un excédent de ressources, mais sans prise de risque (Greeve, 2003 ; Miller et Chen, 2004 ; Baum et al., 2005 ; Audia et Greeve, 2006 ; Park, 2007). Ainsi, l’AS Roma sur 2006-2009 a renouvelé une fois son entraîneur et a recruté 61 joueurs ; Zurich, sur 1996-1999, a changé 5 fois d’entraîneur et a recruté 40 joueurs.

39Certains de nos résultats ne sont pas conformes aux prédictions. Ainsi, si l’écart de réalisation influence positivement la performance future d’une organisation, les aspirations historiques et les aspirations sociales semblent jouer des rôles distincts. Si les aspirations historiques, comme prévu, affectent la performance future de manière progressive, les aspirations sociales ont des impacts différents selon le niveau du club considéré. Pour les clubs les plus modestes (groupes 3 et 4), l’ajustement est conforme aux prévisions. En revanche, pour les clubs les plus forts (groupes 1 et 2), l’impact est différent. Pour le groupe 2, la courbe est même inverse à celle anticipée, ce qui signifie que l’écart de performance aux aspirations sociales influence négativement la performance future : plus ces clubs réussissent par rapport à leurs aspirations sociales, plus ils échouent la saison suivante. Ce résultat pourrait s’expliquer par l’ajustement spécifique des aspirations sociales par rapport aux aspirations historiques. Les aspirations sociales dépendent de la perception de l’organisation par son dirigeant (Audia et Greve, 2006) : plus le dirigeant perçoit son organisation comme unique, plus il s’ajuste sur ses aspirations historiques. Ceci expliquerait que les clubs les plus forts, qui se considèrent donc comme les plus uniques, comparent leur performance principalement à leurs aspirations historiques et peu à leurs aspirations sociales. Pour eux, l’aspiration sociale n’a d’ailleurs pas vraiment de sens, puisque compte tenu de leur niveau, seule compte la victoire finale à laquelle ils peuvent prétendre. Cette logique est d’ailleurs conforme à la notion de paradoxe d’Icare (Miller, 1990), qui explique comment, paradoxalement, des firmes performantes finissent par échouer en cherchant toujours davantage de succès. Globalement, ce résultat pose la question de la pertinence de la notion d’aspiration sociale pour les organisations dont la performance est la plus élevée et enrichit donc la théorie concernant les écarts de réalisation.

40Deuxièmement, la différence d’impact sur la performance future entre un écart de réalisation nul et un écart de réalisation positif est plus faible que celui anticipé. Autrement dit, une organisation qui réalise une performance au-delà de ses aspirations ne met pas en place des ajustements beaucoup plus efficaces qu’une organisation qui réalise une performance conforme à ses aspirations. Les deux formes d’ajustement ont leurs caractéristiques propres et sont extrêmement différentes (cf. Tableau 1), mais n’amènent pas des écarts de performance substantiels. Surtout, les adaptations mises en place en cas d’écart de réalisation nul sont extrêmement efficaces. Ce résultat confirme que, dans un environnement stable, un mode d’apprentissage par exploitation de sa propre expérience se révèle extrêmement performant (March, 2006 ; Baum et Dahlin, 2007). Pour autant, ce résultat peut donner lieu à des investigations supplémentaires, notamment pour comprendre pourquoi ces deux types d’ajustement, bien que différents, présentent des performances relativement similaires.

41Troisièmement, l’impact négatif de la variable de contrôle « changement d’entraîneur » montre que le remplacement de l’entraîneur affecte négativement la performance future, quelles que soient les circonstances. Si l’on considère que le remplacement du dirigeant est un révélateur du type d’apprentissage (Cao et al., 2006), alors il ressort qu’une adaptation organisationnelle visant à modifier radicalement le profil de l’équipe et sa tactique n’est pas nécessairement efficace. De ce point de vue, il serait intéressant de lier plus précisément écart de réalisation, rotation de l’entraîneur et performance future.

42Ce papier présente un certain nombre limites dont il faut tenir compte dans une optique de généralisation des principaux résultats. Tout d’abord, l’utilisation conjointe dans les analyses statistiques de deux variables de performance des clubs de football (« performance dans les matchs » et « probabilité de sélection à la LC ») peut créer une certaine confusion dans l’analyse des résultats. En effet, cela peut donner l’impression d’un glissement d’une performance actuelle à une performance future. Une solution à ce problème pourrait se trouver dans l’utilisation d’une autre variable que celle de « performance dans les matchs » pour pouvoir estimer les écarts de réalisation des clubs de football par rapport à leurs aspirations sociales et historiques. Une deuxième limite tient à l’absence de prise en compte du degré de réussite des clubs de football dans leur championnat national. En effet, la qualification d’une équipe à la LC en année n dépend non de sa performance en LC l’année n-1 (sauf pour le champion qui est automatiquement reconduit) mais de sa performance en championnat national en année n-1. Afin de mieux relier l’apprentissage et la réussite en LC des clubs de football avec leur performance future, il serait pertinent d’introduire une mesure de performance de ces clubs dans leur championnat national (comme par exemple de type goal average).

43En définitive, la contribution centrale de cet article est de proposer une théorie dynamique de la performance qui s’écarte des analyses souvent trop statiques que l’on observe dans la recherche en gestion. Le couple TCO-TP introduit en effet une vision relative de la performance dans le temps : dans l’apprentissage organisationnel, la performance passée agit donc comme déterminant de la performance non de manière absolue, mais relativement aux écarts avec les ambitions historiques et/ou sociales d’une organisation. Ainsi, un même niveau de performance n’aura pas le même impact sur l’apprentissage collectif dans une organisation « leader » ou dans une organisation « challenger ». Surtout, il ressort de notre recherche que le niveau de prise de risque, et plus globalement le type d’apprentissage, sont largement conditionnés par l’écart de réalisation. Il serait donc intéressant, dans le prolongement de cette recherche, de dépasser la notion de préférences d’apprentissage pour utiliser comme variable dépendante la dichotomie apprentissage par exploitation / apprentissage par exploration. Notre recherche ayant en effet qualifié les variations de préférences d’apprentissage en fonction des écarts de réalisation, elle ouvre la voie à une investigation plus substantielle, portant sur le type même d’apprentissage organisationnel que peut déclencher un écart de réalisation positif, nul ou négatif.

44Enfin, d’un point de vue managérial, la définition d’objectifs de performance est aujourd’hui une composante clé du management des firmes. Notre recherche montre tout d’abord qu’une organisation dont la performance atteint ou dépasse les aspirations historiques et sociales présente le plus de chance d’augmenter sa performance future. Donc une organisation qui aurait tendance à fixer des objectifs trop ambitieux risquerait de générer un impact négatif sur sa performance future, le sentiment d’échec donnant lieu à des mécanismes d’adaptation organisationnels risqués et inefficaces. Ensuite, nos résultats montrent la nécessité d’ajuster les aspirations sociales avec prudence, notamment pour une firme leader. Plus une firme est leader, plus elle a intérêt à ajuster son aspiration à la performance sur ses aspirations historiques, afin de ne pas se trouver systématiquement dans une situation d’écart de réalisation négatif.

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Notes

1 Ces modèles sont disponibles sur demande aux auteurs.

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Table des illustrations

Titre Graphique 1 : Relation attendue entre écart de réalisation et performance future
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Titre Tableau 6 : Modèles de régression de CoxTest de l’effet des variables indépendantes a, b
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Pour citer cet article

Référence électronique

Frédéric Lassalle, Pierre-Xavier Meschi et Emmanuel Métais, « L’écart entre performance et aspirations affecte-t-il la performance future d’une organisation ?
Le cas de la Ligue des Champions UEFA (1994-2008)
 », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], 15-4 | 2012, mis en ligne le 12 février 2013, consulté le 24 mai 2017. URL : http://fcs.revues.org/1244 ; DOI : 10.4000/fcs.1244

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Auteurs

Frédéric Lassalle

Maître de Conférences
Laboratoire d’Économie et de Gestion
UMR CNRS 5118
Université de Bourgogne

Pierre-Xavier Meschi

Professeur
IAE Aix-en-Provence
& SKEMA Business School

Emmanuel Métais

Professeur
EDHEC Business School

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Droits d’auteur

Tous droits réservés

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