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Efficacité des lois contraignantes et des lois souples pour promouvoir la diversité de genre dans les conseils d'administration : une comparaison France/Canada

Legislative versus Regulatory Board Diversity effectiveness: A Comparison between France and Canada
Isabelle Allemand, Jean Bédard and Bénédicte Brullebaut

Abstracts

To improve gender diversity on boards, some countries, such as Norway and France, have passed a hard law with quotas while other countries like Canada use a soft approach. The aim of the article is to compare the effectiveness of soft and hard laws to promote board diversity. The study of 445 listed companies in France and Canada on the period 2011–2014 confirms that board diversity is higher and faster in France than in Canada, without higher deviation from directors’ appointment standards.

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Full text

Les auteurs remercient le Conseil Régional et Bourgogne, le Crédit Agricole de Franche Comté et la Chaire de recherche en gouvernance de sociétés de l’université Laval pour leur soutien financier. Ils remercient également les réviseurs pour leurs commentaires et leurs conseils.

1. Introduction

  • 1 Catalyst. (2014), Increasing Gender Diversity on Boards: Current Index of Formal Approaches. New Yo (...)

1Les actions en faveur de la diversité de genre dans les instances dirigeantes se multiplient dans de nombreux pays tant au niveau des entreprises que des gouvernements. Selon les pays, les méthodes adoptées varient : législation, règlementation ou volontariat (Catalyst, 20141). Pour faire progresser la féminisation des conseils d'administration, plusieurs pays européens (Norvège, France, Espagne, Italie, Belgique, Pays-Bas et tout récemment l'Allemagne) ont instauré une loi contraignante, imposant des quotas et prévoyant des sanctions en cas de non-respect. En France, la loi Copé Zimmermann, adoptée en janvier 2011, a imposé la diversité de genre à hauteur de 20 % en 2014 et 40 % en 2017 dans les conseils d'administration des sociétés cotées et des entreprises ayant plus de 500 salariés et un total bilan ou un chiffre d'affaires supérieur à 50 millions d'euros. Ne pas respecter les quotas peut entraîner à titre de sanction le non-paiement des jetons de présence aux administrateurs et la nullité des dernières nominations. Dès l'annonce de la loi en 2011, les entreprises françaises ont entrepris de recruter des administratrices.

  • 2 Adopté officiellement en décembre 2014, le projet de règlement avait été soumis pour consultation e (...)

2D'autres pays ont préféré procéder de manière plus souple, sans imposer de quota mais en incluant la diversité dans leurs codes de gouvernance ou en demandant aux entreprises de communiquer sur la composition de leur conseil d'administration, notamment en matière de genre, sous le principe comply or explain. Ainsi, au Canada, selon le règlement 58-101 sur l'information concernant les pratiques en matière de gouvernance, les sociétés cotées doivent communiquer la procédure suivie pour trouver de nouveaux candidats au conseil d’administration dans leur circulaire de sollicitation de procurations. Dans le cadre de cette communication, les sociétés peuvent indiquer la politique qu'elles suivent en matière de diversité. Le règlement 58-101 a été modifié en octobre 20142 pour renforcer les exigences en matière de diversité de genre. Depuis le 1er janvier 2015, les sociétés cotées doivent indiquer si elles ont adopté une politique de recherche et de sélection de candidates aux postes d'administrateurs, si elles tiennent compte de la représentation des femmes au conseil dans la recherche de candidats au poste d'administrateurs, et le pourcentage de représentation féminine qu'elles se sont fixé pour leur conseil d'administration.

3Dans leur bilan des recherches sur la diversité dans les conseils d'administration, St-Onge et Magnan (2013) suggèrent d'étudier comment les différentes stratégies adoptées par les États permettent de développer la féminisation des conseils. L'objectif de notre article est de comparer l'efficacité des lois contraignantes et celle des lois souples : quelle est la manière la plus efficace de promouvoir la diversité de genre dans les conseils d'administration  ? Nous entendons qu'une loi est efficace si elle permet d'obtenir plus rapidement la diversité dans les conseils d'administration, sans induire d'effets négatifs, comme la modification des critères de recrutement. En effet, les opposants aux lois avec quota leur reprochent d'imposer la féminisation au détriment des critères habituellement requis pour être administrateur, dégradant ainsi le capital humain des conseils d'administration.

4Après avoir fait le point sur le débat lois contraignantes versus lois souples et sur les différentes théories qui ont été mobilisées pour ce débat, l'article se concentre sur les théories institutionnelles et les arguments qu'elles apportent en faveur de chaque type de loi. En effet les théories institutionnelles sont particulièrement adaptées pour comparer et expliquer les différences entre les pays (Aguilera et Jackson, 2003). En couvrant plusieurs champs disciplinaires : sociologie, politique, économie, elles proposent un cadre théorique approprié pour analyser à un niveau national un phénomène comme la diversité de genre dans les conseils d'administration (Grosvold, 2011). L'efficacité relative de chaque loi est ensuite analysée dans le cas de la diversité de genre dans les conseils d'administration. L'étude empirique compare la féminisation des conseils d'administration de deux pays, la France, qui a voté une loi contraignante avec quota et le Canada, qui a opté pour une loi souple de type comply or explain où les sociétés doivent communiquer la procédure suivie pour trouver de nouveaux candidats au conseil d’administration.

5L'article contribue à la littérature de deux manières. D'une part, il poursuit le débat sur l'efficacité des lois contraignantes et des lois souples. D'autre part, en se focalisant pour ce débat sur la féminisation des conseils d'administration, l'article participe à la littérature en fort développement sur la diversité de genre dans les instances dirigeantes en proposant une analyse originale : comment la diversité est-elle promue de manière la plus efficace  ? Il apporte des résultats concrets à partir d'un échantillon de 445 entreprises cotées et de l'étude de 1872 profils d'administrateurs. Il permet de formuler des préconisations à destination des gouvernements, en les éclairant sur les conséquences possibles de chaque type de loi.

6Nous abordons successivement dans la revue de littérature le débat lois contraignantes versus lois souples, l'apport des théories institutionnelles à cette discussion, puis le cas de la diversité de genre dans les conseils d'administration. La partie empirique développe et présente les résultats de l'étude menée en France et au Canada sur 445 sociétés cotées pour la période 2011-2014. La dernière partie est consacrée à la discussion et aux limites.

2. Revue de littérature

7Dans cet article, nous appelons lois contraignantes les lois fixant et imposant des contraintes, par exemple pour la diversité des lois avec quota, que les entreprises doivent obligatoirement respecter sous peine de sanction. Une structure gouvernementale est responsable du contrôle de la conformité des entreprises à la loi. Les lois souples désignent des lois qui n'imposent pas une norme sur un sujet déterminé mais demandent aux entreprises de communiquer sur une procédure, un critère et non de devoir respecter un contenu ou une contrainte identifiée. Comme le développent Seidl et al. (2013), s'appuyant sur les travaux sur la légitimité de Suchman (1995), le comply or explain, exemple de loi souple, ne comporte pas d'obligations formelles d'atteinte de résultats et, en permettant de justifier un non-respect du code, conserve un caractère de volontariat que ne présentent pas les lois contraignantes.

2.1. Le débat lois contraignantes versus lois souples 

8Plusieurs théories ont été mobilisées pour comprendre les avantages et les inconvénients des deux types de lois. Selon la théorie des coûts de transaction (Williamson, 1989), une loi contraignante réduit les coûts d'engagements sûrs, en augmentant la crédibilité de l'engagement, restreint les coûts d'opportunisme en poussant l'individu à être cohérent avec les principes légaux, diminue les coûts engendrés par des contrats incomplets, réduit les coûts de mauvaise adaptation et augmente les coûts en cas de non-respect (coûts de violation de la loi, coûts de réputation). Elle peut cependant « engendrer aussi des coûts significatifs : les lois contraignantes restreignent le comportement des acteurs et même leur souveraineté » (Abbott et Snidal, 2000, p. 422). Selon ces auteurs, une loi contraignante sera préférée si le potentiel d'opportunisme est élevé, lorsque la non-conformité est difficile à détecter ou lorsque l'État a des préférences différentes de celles des acteurs ayant le pouvoir. Les lois souples quant à elles présentent l'avantage de coûts plus faibles en matière de négociation et conclusion des contrats et réduisent la nécessité (coûteuse) de recourir aux instances légales. Les lois souples seraient plus adaptées en cas d'incertitude : elles permettent de voir l'impact de la mise en application d'une règle, d'en retirer les bénéfices mais de garder une flexibilité si des conséquences désagréables se produisent.

9La théorie des jeux appliquée par Morrow (1994) et Koremenos et al. (2001) à la politique et aux institutions apporte d'autres arguments en faveur des lois souples. Elles favoriseraient l'apprentissage collectif, permettraient de travailler sur les difficultés rencontrées et de réduire progressivement l'incertitude. Elles laissent la possibilité d'adapter les règles lorsque les conditions sont mieux connues. Elles favoriseraient la coopération et autoriseraient des compromis entre les différents acteurs, privés et publics, qui ont chacun leurs intérêts.

10La règlementation a également été fréquemment analysée en mobilisant la théorie de l'agence. « L'étude de la règlementation est traditionnellement concentrée sur le problème principal-agent, c'est-à-dire sur les interactions entre décideurs politiques et régulateurs » (Aguilera et al., 2012, p. 24). L'efficacité de chaque forme de règlementation dépend de sa capacité à réduire les coûts d'agence en facilitant la circulation de l'information, pour un meilleur contrôle du principal.

11Dans les travaux en gouvernance, les lois contraignantes « permettent la mise en place de standards minimum élevés mais sont coûteuses par leur manque de flexibilité selon les caractéristiques des firmes », tandis que les lois souples prennent davantage en compte le contexte de l'entreprise, mais peuvent conduire à une application plus faible (Aguilera et al., 2012, p. 29). Elles seraient adaptées lorsque d'autres acteurs garantissent la mise en application des règles (associations professionnelles ou actionnaires puissants).

12Enfin les théories institutionnelles permettent d'étudier l'efficacité de chaque type de loi, en prenant en compte l'influence des institutions et des normes sur le comportement des firmes. Nous allons maintenant développer leurs apports.

2.2. L'apport des théories institutionnelles à ce débat

13Les théories néo-institutionnelles cherchent à comprendre les similitudes entre organisations, en développant les notions d'isomorphisme institutionnel et de légitimité. Selon ce courant théorique, les entreprises sont encastrées dans un ensemble de règles formelles et informelles (North, 1990). L'environnement institutionnel est propre à chaque pays et les pressions isomorphiques conduisent à des pratiques de gouvernance spécifiques au pays (Aguilera et Jackson, 2003). Les contraintes institutionnelles proviennent des politiques réglementaires coercitives, des pressions normatives conduisant à rechercher la légitimité et de l'incitation à imiter d'autres firmes dans un contexte d'incertitude (DiMaggio et Powell, 1983 ; Scott, 1995). La légitimité est « la perception généralisée que les actions sont désirables et appropriées » (Suchman, 1995, p. 574), et est selon Tost (2011) l'agrégation d'une perception collective.

14Le débat institutionnaliste a évolué depuis les années 2000 vers une analyse davantage centrée sur l'acteur (Scharpf, 1997). Les institutions influencent les organisations en définissant le cadre social et politique dans lequel elles évoluent, mais « les institutions elles-mêmes sont le résultat d'interactions stratégiques dans différents domaines, générant des croyances partagées qui, à leur tour, impactent ces interactions d'une manière autonome » (Aguilera et Jackson, 2003, p. 450). L'environnement social est un système évolutif de règles, résultant d'un processus continu de recherche de sens, de promulgation et de négociation (Barley, 2011 ; Kostova et al., 2008). Dans cette approche, l'efficacité de chaque type de loi va dépendre, d'une part, de la capacité de la loi à favoriser la stabilité des institutions, par exemple grâce à l'existence de sanction en cas de comportement déviant et aux stratégies rhétoriques justifiant la légitimité de la norme (Suddaby et Grenwood, 2005) ; d'autre part, de la présence et la force d'autres mécanismes de gouvernance venant soutenir l'objectif de la loi (Aguilera et Jackson, 2003).

2.2.1. Les pressions coercitives expliquent l'efficacité des lois contraignantes

15Les théories institutionnelles apportent des éclairages sur les avantages des lois contraignantes. Elles permettraient le respect de la norme rapidement et sans discussion : « Le principal avantage de la régulation tient à son caractère général, contraignant et indiscutable (…). Une fois la mesure votée, les acteurs doivent se plier à la nouvelle norme qui induit aussitôt un changement rapide des comportements » (Pujos, 2010, p. 8). La conformité et l'isomorphisme seraient favorisés par l'existence de sanction en cas de comportement déviant (Bitektine et Haack, 2015). Les sanctions contribueraient à prévenir le comportement opportuniste des entreprises, les pressions informelles étant insuffisantes pour obtenir les résultats souhaités. Sans menace de sanction, les firmes adoptent les pratiques attendues de manière superficielle, sans réellement les exercer (Abrahamson et Rosenkopf, 1993). Les lois contraignantes faciliteraient l'entérinement d'une norme en montrant qu'elle est émise par une institution s'imposant comme légitime et considérée comme une source de validité (Bitektine et Haack, 2015). Elles seraient efficaces pour permettre un ajustement rapide des modes de fonctionnement et des résultats uniformes, c'est-à-dire identiques pour toutes les entreprises concernées (Harp et al., 2014). Enfin, selon l'étude d'Abbott et Snidal (2000) portant sur la gouvernance internationale, en cas de violation d'une loi contraignante, peuvent s'ajouter des coûts élevés en matière de réputation, beaucoup plus élevés qu'avec une loi souple.

2.2.2 Les pressions normatives permettent aux lois souples d'être efficaces

16Les théories institutionnelles apportent aussi des arguments en faveur des lois souples. Les comportements opportunistes pourraient être maîtrisés par des moyens informels tels que l'existence de normes et de valeurs (Gunningham, 1995). L'isomorphisme normatif se fonde sur le professionnalisme, c'est-à-dire la recherche d'une base légitime de conditions et méthodes de travail, assurant l'uniformité des pratiques et leur conformité aux normes de la structure sociale. Des normes existent sur la façon dont les acteurs sont censés se comporter, elles engendrent la notion d'actions légitimes à l'intérieur d'un champ professionnel (Scott, 1995). En présence de standards sectoriels puissants ou d'attentes des actionnaires fortes, des lois souples comme les codes suffiraient pour faire respecter les normes. Les pressions normatives poussent les entreprises à se conformer à des normes également par peur d'une dégradation de leur réputation. Nommer et mettre sur le devant de la scène les entreprises ne respectant pas les normes attendues, les boycotter, constitueraient une menace sur le plan de l'image et consécutivement en termes financiers, qui serait suffisante pour inciter les entreprises à respecter les engagements souhaités (Gunningham, 1995). La pression des investisseurs et des acteurs de marché serait assez forte pour permettre aux lois souples de favoriser l'évolution des pratiques (Refait-Alexandre et al., 2014). Dans les travaux de Seidl et al. (2013) fondés sur les théories institutionnelles et la légitimité, la réussite des lois souples tient à l'existence d'un champ d'observation mutuelle. Elle dépend de l'importance des interactions entre les différents acteurs. Si les administrateurs se sentent observés par des acteurs importants pour l'entreprise (actionnaires, banquiers, juristes, clients, etc.) ou par des entreprises similaires, ils prendront des décisions en faveur du respect de la norme. L'existence de recommandations en gouvernance pourrait d'ailleurs suffire à amener les entreprises à respecter des standards par le biais de facteurs psychologiques, en répondant à leur besoin naturel de point de référence (Wirtz, 2008).

2.2.3. Les lois souples sont suffisantes en présence de pressions mimétiques

17Les lois souples peuvent également être considérées comme suffisantes car d'autres moyens informels conduisent les entreprises à modifier leur comportement. Ce sont les moyens de nature mimétique : les entreprises adoptent un comportement ou des actions car elles pensent qu'ils constituent de bonnes pratiques, dans une perspective sociétale ou de performance (Nash et Ehrenfeld, 1997). « Les idéologies se diffusent à travers des processus mimétiques » (Aguilera et Jackson, 2003, p. 458). Des codes et des recommandations transmettant l'information sur les pratiques conseillées permettent aux firmes de savoir comment améliorer leur performance ; les entreprises suivront ces suggestions si le code explique et détaille clairement les résultats positifs qui peuvent être obtenus grâce à l'adoption de ces pratiques (King et Lenox, 2000).

2.2.4. Efficacité relative de chaque type de loi : le cas de l'industrie chimique

18L'effet des différentes pressions institutionnelles (coercitives, normatives, mimétiques) a été testé par King et Lenox (2000). En mobilisant la littérature sur les théories institutionnelles et sur l'action collective, King et Lenox s'interrogent sur la capacité de l'autorégulation à obtenir des résultats dans l'industrie chimique. Leur étude conclut qu'elle ne suffit pas à contrer les comportements opportunistes, qu'elle laisse un nombre non négligeable d'entreprises ne respectant pas les critères et que globalement le groupe concerné n'est pas plus performant que les entreprises n'entrant pas sous couvert de l'autorégulation. Les auteurs suggèrent la solution de sanctions explicites appliquées par des organismes extérieurs pour combattre l'opportunisme, tout en précisant en limite qu'il leur est difficile de proposer des conclusions théoriques, l'étude portant sur un cas particulier, l'industrie chimique. Nous proposons de poursuivre les recherches en nous intéressant aux résultats de la réglementation sur la diversité dans les conseils d'administration.

2.3. Efficacité des lois contraignantes et des lois souples dans le cas de la promotion de la diversité des conseils d'administration

2.3.1. Force de l’isomorphisme coercitif formel et faiblesse de l’isomorphisme mimétique pour une diversité de genre plus rapide avec une loi contraignante

19Le caractère obligatoire de la loi (même si les entreprises peuvent trouver des moyens légaux de la contourner, par exemple en nommant les femmes des dirigeants) est un argument en faveur de l’efficacité des lois contraignantes pour conduire à une diversité de genre plus grande plus rapidement. L’obligation de se conformer à un quota sous peine de sanction, la contrainte, l’absence de discussion possible, développées par Pujos (2010), montrent leur efficacité dans le cas de la diversité dans les conseils d’administration. Grosvold et al. (2007), dans leur étude comparative de la diversité dans les conseils au Royaume-Uni et en Norvège, concluent qu’une loi contraignante avec un quota est nécessaire pour faire significativement évoluer la féminisation de ces organes de gouvernance. De même Parboteeah et al. (2008) montrent que le degré de règlementation influence les attitudes à l'égard des rôles des hommes et des femmes.

20L’isomorphisme mimétique apporte généralement des arguments en faveur des lois souples, mais dans le cas de la diversité deux raisons limitent son développement ou son action. Les entreprises adopteraient des comportements similaires aux autres organisations si elles considèrent que celles-ci ont développé de bonnes pratiques, soit sociétalement, soit en termes de performance. En matière de diversité de genre dans les instances dirigeantes, les recommandations sociétales sont largement répandues dans les pays occidentaux et anglo-saxons. Étudiant l’institutionnalisation de la responsabilité sociétale des entreprises, Bondy et al. (2012) expliquent que les entreprises engagent des actions pour se conformer aux attentes sociétales. Cet isomorphisme mimétique pourrait contribuer à promouvoir la diversité dans les conseils d’administration, sans nécessiter de loi contraignante. Mais les statistiques en matière de féminisation des conseils d’administration montrent que les pressions sociétales peinent à faire évoluer le nombre de femmes dans les conseils. Le mimétisme joue d’ailleurs davantage au niveau des gouvernements, la loi norvégienne a été un catalyseur pour l’adoption d’une loi quota dans d’autres pays européens (Terjensen et al., 2015). Le mimétisme fondé sur la volonté des entreprises de copier les plus performantes ne peut quant à lui que partiellement se développer à ce jour, faute de preuve de l’incidence positive de la diversité de genre sur la performance des firmes et faute de recul, l’arrivée significative de femmes dans les conseils d’administration étant trop récente. Les études empiriques en gouvernance, principalement fondées sur la théorie de l’agence, conduisent en effet à des résultats divergents. Ainsi, pour les États-Unis, Erhardt et al. (2003) trouvaient une relation positive de la diversité de genre sur le ROA et le ROI, alors qu’Adams et Ferreira (2009) trouvaient une relation négative avec le Q de Tobin. Au Canada, Francoeur et al. (2008) montrent que la diversité dans les conseils d’administration et le management est associé positivement à la performance boursière des entreprises. Pour la France, Belghiti-Mahut et Lafont (2010) concluaient à une association positive de la diversité de genre dans les conseils sur le Q de Tobin, de même que Campbell et Minguez-Vera (2008) pour l’Espagne. Mais Ahern et Dittmar (2012) ont trouvé une relation négative pour la Norvège. Tant que l’influence de la féminisation des conseils d’administration sur la performance ne sera pas prouvée, les pressions mimétiques seront faibles et une loi souple sera moins efficace pour aller vers davantage de diversité.

Hypothèse 1 : Le taux de féminisation des conseils d’administration augmente plus rapidement avec une loi contraignante qu’une loi souple.

2.3.2. Des pressions normatives plus fortes pour les grandes entreprises

21Les pressions normatives seraient plus fortes chez les grandes sociétés pour plusieurs raisons. Premièrement, plus une entreprise est grande, plus l’impact négatif de la non-conformité à une norme peut être important sur sa réputation (Philippe et Durand, 2011). Cela expliquerait que les grandes entreprises, étant particulièrement sous la surveillance des médias et des analystes, se déclarent en majorité en conformité avec les principaux codes de gouvernance. Deuxièmement, les relations inter-entreprises sont source de pressions vers plus de cohésion et de conformité des actions (Westphal et al., 1997). La pression à se conformer aux normes est plus importante à l’intérieur d’un groupe ou d’un réseau. Les liens d’une organisation avec les autres conditionnent la diffusion de pratiques communes (Brass et al., 2004). Les grandes entreprises ont davantage de liens sociaux et contractuels et sont davantage soumises à l’approbation d’acteurs externes (Galaskiewicz, 1985). Les liens entre les administrateurs des grandes sociétés sont multiples, les mandats croisés étant particulièrement développés, ce qui conduit à des actions similaires (Phillips et al., 2004). En conclusion, soumises à davantage de pressions normatives et influencées par leurs réseaux, les grandes entreprises seraient donc plus enclines à favoriser la diversité de genre dans leurs conseils d’administration, indépendamment du type de loi existant dans leur pays, contraignante ou souple.

22D’autres approches que les théories institutionnelles apportent des arguments pour une efficacité similaire des lois contraignantes et des lois souples en matière de diversité chez les grandes entreprises. Mobilisant la théorie de l’autodétermination, Boivie et al. (2012) développent que les grandes firmes, plus visibles et médiatisées et notamment les sociétés cotées, recrutent facilement des administrateurs car elles offrent un prestige plus élevé que les petites entreprises, or le prestige fait partie des motivations pour accepter un mandat. Travailler pour une entreprise de grande taille procure des bénéfices supérieurs en termes de visibilité. Les grandes entreprises sont attractives en matière de recrutement car elles proposent des challenges plus importants, des rémunérations plus élevées, différents types d’avantages et des possibilités de formation supérieures (Brown et al., 1990). Plus attractives, ayant accès à un large vivier de candidats grâce à leurs réseaux étendus, les grandes entreprises ont davantage de facilité à diversifier leur conseil d’administration, quel que soit le type de loi.

Hypothèse 2 : L’écart d’efficacité entre une loi contraignante et une loi souple pour augmenter le taux de féminisation des conseils d’administration décroit avec la taille des entreprises.

2.3.3. Une loi contraignante est plus efficace pour faire évoluer les conseils peu féminisés

23Pour les conseils d’administration qui ne sont pas ou peu féminisés, le coût de recherche de plusieurs candidates va être élevé s’ils veulent atteindre le niveau de diversité attendu. En l’absence de menace d’autres coûts plus élevés (sanction, etc.), la recherche ne sera sans doute pas engagée. Pour Phillips et al. (2004) qui étudient le lien entre discours et théories institutionnelles, l’association entre la non-conformité et l’augmentation des coûts est de plusieurs natures : elle est économique (hausse du risque), cognitive (nécessitant davantage de réflexion) et sociale (la non-conformité diminue la légitimité et l’accès aux ressources que celle-ci permet). Les organisations évaluent les coûts et les bénéfices engendrés par la conformité pour décider de leur comportement face à la norme attendue ; les institutions doivent créer des coûts suffisants pour que la population ciblée se conforme aux attentes (Lawrence et al., 2001).

24Le coût du non-respect de la norme est plus faible, voire inexistant, avec les lois souples, de type comply or explain, puisqu’il est possible de développer des arguments divers justifiant l’absence d’évolution de ses pratiques (Seidl et al., 2013). Les dirigeants ont la possibilité de façonner leurs déclarations en fonction des attentes et des capacités de compréhension des destinataires de l’information (Refait-Alexandre et al. 2014). Ayant la possibilité de justifier l’absence de femmes dans leur conseil d’administration, les entreprises n’engagent pas de diversification.

25King et Lenox (2000) ne partagent pas cette vision et pensent qu’au contraire, dans le cadre d’une loi souple, les entreprises les moins performantes par rapport au critère attendu sont celles qui évoluent le plus lorsqu’elles rejoignent le groupe : la pression managériale et la pression externe les poussent à se conformer aux attentes et le coût marginal d’amélioration est plus faible pour ces entreprises.

26D’autres arguments, non liés aux théories institutionnelles, vont également dans le sens qu’une loi contraignante pourrait davantage inciter les entreprises ayant peu de femmes dans leurs conseils d’administration à s’engager dans un processus de féminisation. La recherche de candidates féminines peut engendrer plusieurs types de coûts, que les entreprises préfèreront ne pas supporter si elles n’y sont pas obligées : coût du recrutement de femmes administratrices, d’autant plus élevé que les viviers sont mal connus ; coût de leur intégration dans les conseils d’administration ; coût lié à l’augmentation de la sélection adverse, les entreprises étant, d’une part, forcées de tenir compte prioritairement de critères de genre et non de compétences, et, d’autre part, l’asymétrie d’information sur les qualités des candidates étant supérieure à celle portant sur leurs homologues masculins, les femmes étant moins connues dans les réseaux traditionnels. Le coût du respect des quotas en matière de diversité n’a pas été chiffré selon ces différents types de coûts, mais les études sur la relation entre diversité et performance apportent des éléments de réponse quant à l’existence même de ces coûts (Adams et Ferreira, 2009, Ahern et Dittmar, 2012).

27Une dernière explication de la persistance de l’immobilisme des entreprises ayant peu de femmes dans leurs conseils d’administration pourrait être que ces sociétés ont des caractéristiques spécifiques (secteur d’activité, organisation) pesant sur les décisions de féminisation. Dans l’étude de Grosvold et al. (2007), dans plusieurs secteurs d’activité, les femmes sont peu présentes : la construction, l’industrie manufacturière, les télécommunications, l’énergie.

Hypothèse 3 : Les lois contraignantes sont plus efficaces pour augmenter le taux de féminisation des conseils d’administration des entreprises où ce taux est faible.

2.3.4. Un capital humain des administrateurs plus conforme aux normes avec les lois souples

28Étudier l’efficacité d’un type de loi ne consiste pas seulement à regarder l’atteinte d’un objectif en termes de nombre, mais aussi à analyser s’il induit des effets négatifs. Il est souvent reproché aux lois contraignantes de forcer les entreprises à recruter de façon intensive des femmes dans les conseils d’administration sans prendre en compte les critères habituellement requis pour être administrateur, ce qui pourrait entraîner une évolution et peut-être une dégradation du capital humain dans les conseils. Le capital humain d’un administrateur est constitué de ses connaissances, ses capacités et expériences acquises dans différents conseils d’administration, secteurs d’activité et firmes (Sundaramurthy et al., 2014). Pour Kroll et al. (2008), l’analyse du capital humain des administrateurs, notamment leurs expériences, est nécessaire pour comprendre s’ils vont pouvoir assurer de manière efficiente leur rôle de surveillance et de conseil.

29Si la sélection des administrateurs s’effectue sous des pressions normatives, elle va être réalisée conformément à un profil de compétences défini par les normes en vigueur (formation, expérience, expertise). Les entreprises vont chercher prioritairement à satisfaire les critères de sélection jugés pertinents pour être administrateur. N’imposant pas de critère de genre, sans menace de sanctions, les lois souples permettraient un recrutement plus conforme aux normes attendues.

30Être diplômé d’une école d’élite (Phillips et al., 2004), l’expérience managériale, l’expérience comme administrateur sont des critères de sélection prioritairement pris en compte pour obtenir un mandat d’administrateur. Les études sur le profil des administratrices donnent aujourd’hui des résultats variés. L’étude anglaise de Singh et al. (2008) montrait que les administratrices étaient davantage détentrices de M.B.A. que leurs homologues masculins, plus internationales et qu’elles avaient comme eux une expérience multi mandats, mais dans des entreprises plus petites. Dans l’étude de Virtanen (2012) sur les entreprises en Finlande, pays qui n’a pas légiféré, les administratrices ont la même formation et la même carrière professionnelle que les administrateurs. Par contre, Ahern et Dittmar (2012) soulignaient dans leur étude norvégienne menée suite à la loi de 2003 le manque d’expérience managériale des nouvelles arrivantes.

31La question est de savoir si, sous la pression d’une loi contraignante en matière de genre, les entreprises vont pouvoir trouver des candidates tout en continuant de respecter ces normes de sélection, liées à la formation et à l’expérience. Mais selon St-Onge et Magnan (2013), ouvrir le recrutement aux femmes pourrait aussi apporter une amélioration de l’offre de candidats, un vivier plus élargi et donc davantage de possibilités pour les entreprises de recruter des administrateurs qualifiés. Malgré cette dernière suggestion positive, la majorité des arguments semble aller dans le sens d’effets induits des lois contraignantes pouvant être négatifs. Les lois souples permettraient davantage le respect des normes de recrutement en vigueur pour les administrateurs.

Hypothèse 4 : Une loi souple est plus efficace pour permettre le respect des normes de recrutement des administrateurs.

3. Méthodologie

3.1. Échantillon

32L’objectif est d’étudier deux pays ayant un type de loi différent en matière de diversité de genre dans les conseils d’administration. La France est un des pays européens ayant légiféré et imposé un quota. En matière de loi souple, les États-Unis ou le Canada faisaient partie des choix possibles. Les États-Unis ont été écartés pour des raisons de taille et de différence de vision sociétale. La comparaison France Canada nous a semblé intéressante et pertinente car ces deux pays sont comparables en termes de féminisation sur plusieurs items qui ont, d’après Grosvold et al. (2007), une influence sur la féminisation dans les conseils d’administration : le taux d’activité des femmes : 69,2 % au Canada et 60 % en France en 20133 ; le pourcentage de femmes au Parlement4 : 26,2 % (France) et 25,1 % (Canada) ; le pourcentage de femmes ayant un diplôme de fin d’étude tertiaire5 : 55 % dans les deux pays6. Le niveau de vie et les structures sociales présentent beaucoup de similitudes entre les deux pays (Credoc, 20037). Basées sur des racines historiques partagées, les relations entre la France et le Canada sont fortes dans de nombreux domaines, développant la proximité sur des sujets de gouvernance et de société (Gouvernement du Canada, 20158).

33La loi Copé Zimmermann a été annoncée en 2011 en France (avec un premier palier de 20 % de femmes en 2014 et un deuxième de 40 % en 2017). Au Canada, le règlement 58-101 demandant de communiquer sur la sélection des candidats est en vigueur depuis le 30 juin 2005. L’attente en matière de diversité de genre a engendré un projet de loi en 2011, non voté, puis une modification du règlement 58-101 en 2014 (avec prise d’effet en 2015). Nous proposons en conséquence d’étudier l’évolution de la représentation des femmes dans les conseils d’administration sur la période 2011 à 2014 et le capital humain des administrateurs nommés dans les sociétés cotées des deux pays pendant cette même période. Nous effectuons aussi une analyse complémentaire de l’année 2014, au cours de laquelle le Canada a annoncé un renforcement de ses obligations de communication en matière de diversité de genre qui entreront en vigueur en 2015.

34La composition des conseils d’administration en 2011, 2012, 2013 et après les assemblées générales de 2014 ainsi que la liste des nominations des administrateurs ont été établies pour la France à partir des rapports annuels ou documents de référence et des avis de convocation aux AG, avec un recoupement avec des requêtes BoardEx. Les nouveaux nommés proviennent de BoardEx pour le Canada. Les données de marché proviennent de Compustat Global et les données quant à l’actionnariat familial ont été établies à partir des rapports annuels ou documents de référence.

35Les curriculum vitae des administrateurs ont été reconstitués à partir de plusieurs sources : BoardEx, sites internet des sociétés, rapports annuels, Who’s Who, articles de presse, sites internet (L’Agefi nominations, Bloomberg, Businessweek, LSA le carnet des décideurs, dirigeant.société.com).

36L’étude porte sur les entreprises cotées en France et au Canada de plus de 150 millions d’euros de capitalisation boursière au 31 décembre 2014, ce qui correspond aux catégories des compartiments A et B pour la France (grandes et moyennes capitalisations). Toutes ces entreprises sont concernées par les lois et règlements sur la diversité de genre dans les conseils d’administration votés dans leur pays respectif. Seules ont été conservées les entreprises cotées sur toute la période 2011-2014 et pour lesquelles nous disposions des informations sur les 4 années. L’échantillon est de ce fait constitué de 445 sociétés cotées, 204 françaises et 241 canadiennes, soit un total de 1780 observations pour les quatre années.

37La base de données des caractéristiques des administrateurs est constituée des hommes et femmes nommés entre 2011 et 2014 dans ces sociétés, soit un total de 1872 administrateurs (875 en France et 997 au Canada).

3.2. Modèles d’analyses multivariées et variables

38Pour vérifier les hypothèses 1 à 3 sur la représentation des femmes dans les conseils d’administration, nous avons utilisé le modèle de régression suivant :

Femmes %i = α + βFrancei + β2 Croissi + β3 Croissi x Francei + β4 LogVMi + β5 LogVMi x Francei + β6 Croissi x LogVMi + β7 Croissi x LogVMi x Francei + β8 FaibleFémii + β9 FaibleFémii x Francei + β10 FaibleFémii x Croissi x Francei + β11 Famillei + β12 à 21 Secteuri + εi
(Modèle 1)

39La variable dépendante, Femmes %, est le taux de féminisation des conseils d’administration de 2010 à 2014. France est une variable binaire prenant la valeur 1 pour les entreprises françaises et 0 pour les canadiennes. Croiss est une variable temps qui a une valeur de 0 pour l’année 2011, 1 pour l’année 2012, 2 pour l’année 2013 et 3 pour l’année 2014. Elle mesure la croissance linéaire du taux de féminisation au cours de la période étudiée. LogVM est le logarithme de la capitalisation boursière en fin d’année, c’est la variable de taille. FaibleFémi est une variable binaire prenant la valeur de 1 si l’entreprise a peu de femmes dans son conseil en 2011, l’année de l’adoption de la loi Copé Zimmermann. Nous utilisons deux mesures de faible féminisation, aucune femme et une femme ou moins. Nous contrôlons aussi pour deux facteurs pouvant aussi affecter le taux de féminisation des conseils d’administration. Famille est une variable binaire prenant la valeur de 1 pour les entreprises dont une famille détient 20 % ou plus des actions. Secteur est un vecteur de variables binaires pour les 10 secteurs économiques selon la classification Global Industry Classification Standard (GICS).

40Dans ce modèle, la variable croisée Croiss x France mesure l’écart de croissance du taux de féminisation entre la France et le Canada. Selon l’hypothèse 1 son coefficient devait être positif. La variable croisée Croiss x LogVM x France permet de tester si, conformément à l’hypothèse 2, l’écart de croissance du taux de féminisation entre la France et le Canada décroit avec la taille des entreprises. Conséquemment, la valeur du coefficient devrait être négative. Finalement, la variable croisée FaibleFémi x Croiss x France permet de déterminer l’écart de croissance du taux de féminisation entre la France et le Canada pour les entreprises ayant une faible féminisation en 2011. Selon l’hypothèse 3 son coefficient devrait être positif.

41Pour l’hypothèse 4 portant sur le capital humain des conseils d’administration, nous avons utilisé le modèle de régression suivant :

Caractéristiqueij = α + β1 Franceij+ β2 Femmeij + β3 Franceij x Femmeij + β4 LogVMij + β5 Familleij + β6 à 15 Secteurij + εij
(Modèle 2)

Caractéristiqueij est un vecteur de 15 variables (j) mesurant les caractéristiques de capital humain des administrateurs (i). La définition de ces variables figure dans le tableau 1.

Tableau 1. Caractéristiques de capital humain des administrateurs

Age

Age de l’administrateur

Indépendance

Critère d’indépendance indiqué par l’entreprise

MBA

Master of Business Administration ou INSEAD

École d’élite

Diplôme d’une des écoles d’élite françaises (ENA, Polytechnique, Mines, Ponts, ENSAE, Télécommunications, HEC, ESSEC, ESCP) ou internationales (Ivy League Schools, Oxford et Cambridge)

Diplôme master et plus

Niveau de formation (Master, Doctorat)

Formation internationale

Formation supérieure à l’étranger ou diplôme de l’INSEAD

Expérience haut dirigeant

L’administrateur a occupé au moins un poste de DG, PDG, PCA, PDT, président du directoire ou gérant dans une entreprise commerciale.

Expérience ministère

L’administrateur a occupé des fonctions dans un ministère

Expérience finance,

Expérience droit,

Expérience industrielle,

Expérience académique

Principales expériences professionnelles répertoriées autres que management (finance, droit, industrielle, académique…). Un administrateur peut cumuler plusieurs expériences.

Expérience internationale

Au moins un poste à l’étranger occupé.

Exp. administrateur de société cotée

L’administrateur possède au moins une autre expérience d’administrateur de société cotée (variable binaire).

Exp. administrateur de société cotée (nombre)

Nombre de mandats antérieurs et en cours de l’administrateur dans d’autres sociétés cotées.

42France est une variable binaire prenant la valeur 1 si l’individu est administrateur d’une société française et 0 sinon. Femme est une variable binaire prenant la valeur 1 si l’administrateur est une femme et 0 si c’est un homme.

43Pour vérifier notre hypothèse, il nous faut connaître les caractéristiques de chaque sous-population (hommes au Canada, hommes en France, femmes au Canada, femmes en France). Notre raisonnement est le suivant. Nous avons les caractéristiques des hommes canadiens lorsque Femme =0 et France =0. Dans ce cas, l’équation (hors variables de contrôle) est réduite à la constante α (intercepte) : celle-ci constitue donc notre base de référence pour comparer les autres populations. Si nous voulons les caractéristiques des hommes en France, il faut que France =1 et Femme =0. Dans ce cas caractéristiqueij =α+β1 Franceij +variables de contrôleij. Le coefficient β1 de France donne l'écart de valeur de la variable expliquée pour les hommes en France par rapport à celle des hommes au Canada, (α). Le raisonnement avec la variable femmeij est le même : β2 donne l’information sur les femmes au Canada par rapport aux hommes au Canada. Enfin β3, le coefficient de Franceij x Femmeij nous donne la différence (Femmes en France – Hommes en France) – (Femmes au Canada – Hommes au Canada) :

Population

Caractéristique =

Femmes en France (Ffr)

 = α+β1+β2 +β3+∑contrôle+ε

Hommes en France (Hfr)

 = α+β1+∑contrôle+ε

Femmes au Canada (Fca)

 = α+β2+∑contrôle+ε

Hommes au Canada (Hca)

 = α+∑contrôle+ε

(Ffr - Hfr) - (Fca - Hca)

 = β3+∑contrôle+ε

  • 9 Les équations du système, étant indépendantes par hypothèse, chaque équation est estimée séparément

44Nous contrôlons aussi pour trois facteurs pouvant affecter la nature du capital humain des administrateurs sélectionnés. La taille de l’entreprise (LogVM), l’actionnariat familial (Famille) et le secteur économique (Secteur). Selon la nature de la variable de caractéristique, nous utilisons un modèle de régression linéaire (variables continues) ou un modèle Probit (variables binaires).9 Nous corrigeons les écarts types pour la corrélation entre les groupes au niveau des entreprises.

4. Résultats

4.1. Statistiques descriptives

45Le tableau 2 présente les statistiques descriptives pour les variables indépendantes de l’échantillon total et par pays. Bien que les deux pays soient similaires sur plusieurs dimensions, il ressort de la comparaison de l’échantillon que les entreprises des deux pays diffèrent au niveau de la structure actionnariale et des secteurs d’activité. Ainsi, il y a trois fois plus d’entreprises familiales en France qu’au Canada. Le Canada compte plus d’entreprises dans le secteur primaire (énergie, matériaux) alors que la France en a plus dans le secteur secondaire (industrie et consommation) et le secteur de la santé. Ces résultats corroborent notre décision d’inclure des variables de secteurs d’activité comme variables de contrôle dans les deux modèles de régression.

Tableau 2. Description de l’échantillon

Variables

Total
(n =1780)
moy.

Canada
(n =964)
moy.

France
(n =816)
moy.

Pr.
CA = FR
*

Valeur marchande (M€)

5580.34

4825.81

6471.72

0.24

LogVM

7,479

7,546

7,399

0,29

Famille

0,245

0,124

0,387

<,01

Secteur

<,01

Énergie

0,121

0,191

0,039

<,01

Matériaux

0,171

0,278

0,044

<,01

Industrie

0,135

0,087

0,191

<,01

Consommation discrétionnaire

0,155

0,108

0,211

<,01

Consommation non cyclique

0,072

0,050

0,098

0,05

Santé

0,052

0,029

0,078

0,02

Finance

0,175

0,149

0,206

0,12

Technologies de l’information

0,072

0,058

0,088

0,22

Télécommunications

0,011

0,017

0,005

0,24

Services aux collectivités

0,036

0,033

0,039

0,73

*Test de Fisher avec correction des écarts types pour la corrélation entre les groupes au niveau des entreprises pour les variables continues et test du Chi carré pour les variables nominales.

46Le tableau 3 donne les taux de féminisation des conseils d’administration par pays. Il fait ressortir les écarts de féminisation entre le Canada et la France, qui ont légiféré différemment.

Tableau 3. Représentation moyenne des femmes dans les conseils d’administration 2011-2014

 % de femmes

Aucune femme

Cible de 20 %

Cible de 40 %

Canada

France

Canada

France

Canada

France

Canada

France

2011

0,095

0,167

0,448

0,098

0,178

0,368

0,008

0,029

2012

0,105

0,208

0,423

0,039

0,228

0,539

0,004

0,034

2013

0,109

0,247

0,407

0,015

0,241

0,735

0,012

0,069

2014

0,125

0,277

0,344

0

0,278

0,941

0,021

0,093

47Le tableau 4 donne les moyennes des caractéristiques des hommes et femmes nommés administrateurs entre 2011 et 2014 en France et au Canada, les différences entre les hommes et femmes par pays ainsi que la probabilité que cette différence soit différente de zéro.

Tableau 4 : statistiques descriptives sur le capital humain des administrateurs

Canada

France

Hommes

Femmes

Fem. – Hom.

Hommes

Femmes

Fem. – Hom.

Diff

Prob.

Diff

Prob.

Age (ans)

57,8

55,0

-2,8

<,01

55,3

52,9

-2,4

<,01

Indépendance

0,862

0,975

0,113

<,01

0,326

0,644

0,318

<,01

M.B.A.

0,259

0,333

0,075

0,05

0,127

0,139

0,013

0,56

Diplôme master et plus

0,676

0,741

0,066

0,08

0,906

0,914

0,008

0,73

École d’élite

0,214

0,139

-0,074

0,02

0,387

0,353

-0,033

0,34

Formation internationale

0,593

0,493

-0,101

0,01

0,221

0,360

0,139

<,01

Expérience internationale

0,759

0,682

-0,077

0,04

0,308

0,458

0,150

<,01

Expérience haut dirigeant

0,367

0,274

-0,093

0,02

0,688

0,619

-0,069

0,05

Expérience finance

0,063

0,075

0,012

0,54

0,550

0,561

0,011

0,76

Expérience industrielle

0,055

0,050

-0,006

0,74

0,166

0,120

-0,046

0,05

Expérience droit

0,025

0,025

0,000

0,98

0,052

0,084

0,032

0,04

Expérience académique

0,067

0,124

0,058

0,01

0,055

0,086

0,032

0,06

Expérience ministère

0,047

0,050

0,003

0,90

0,214

0,240

0,026

0,41

Exp. Adm. Sté cotée

0,666

0,503

-0,163

<,01

0,577

0,551

-0,026

0,49

Exp. Adm. Sté cotée (Nbre)

2,297

1,209

-1,088

<,01

2,085

1,746

-0,339

0,07

48Il ressort de la comparaison entre les femmes et les hommes que le capital humain des administratrices nommées entre 2011 et 2014 diffère de manière significative de celui des administrateurs nommés sur la majorité des critères au Canada (différence significative sur 11 variables) et en France (différence significative sur 9 variables). Ces tests univariés suggèrent que le capital humain des administratrices diffère des normes en vigueur pour les hommes. Dans les deux pays, c’est le cas sur les points suivants : elles sont plus jeunes, plus indépendantes, elles ont plus d’expérience académique mais moins d’expérience industrielle, de haut dirigeant et d’administrateur en nombre de mandats. Au Canada, les administratrices ont moins de formation et d’expérience internationale que les hommes alors qu’en France, c’est le contraire, elles en ont plus.

4.2. Résultats des tests

  • 10 Dans le modèles 1c et 1d, nous excluons les variables croisées de croissance car le critère d’infla (...)

49Le tableau 5 présente les résultats de l’analyse de régression linéaire du taux de féminisation des conseils d’administration. Nous avons testé quatre modèles selon les variables incluses. En plus des variables de contrôle, le premier (modèle 1a) n’inclut que les variables pays (France) et croissance (Croiss). Pour le modèle 1b, nous ajoutons les variables croisées liées à la variable taille (LogVM) et pour les modèles 1c et 1d, on ajoute la variable de faible féminisation (FaibleFémi), mesurée comme l’absence de femme pour le modèle 1c et la présence d’une femme ou moins pour le modèle 1d.10 La 2ème colonne du tableau (At.) présente les effets attendus d’après la littérature et les hypothèses. Les quatre modèles sont significatifs et expliquent entre 38 % et 60 % de la variance dans le taux de féminisation. Dans les quatre modèles, l’actionnariat familial n’est pas significatif et le secteur économique est significatif à 1 %, sauf pour le modèle 1c. Nous discutons les résultats pour les autres variables dans les sections suivantes.

Tableau 5. Régression du taux de féminisation des conseils d’administration

Modèle 1a

Modèle 1b

Modèle 1c

Modèle 1d

(FaibleFémi = 0 femme en 2011)

(FaibleFémi ≤ 1 femme en 2011)

(n =1780)

(n =1780)

(n =1780)

(n =1780)

Variable

At.&

Coef.

Sign.

Coef.

Sign.

Coef.

Sign.

Coef.

Sign.

Intercept

 ?

-0,0172

-0,0227

0,1134

***

0,2056

***

(0,0218)

(0,0289)

(0,0204)

(0,0234)

France

 ?

0,0601

***

0,1036

**

0,0165

***

0,0078

(0,0105)

(0,0445)

(0,0102)

(0,0124)

Croiss

+

0,0081

***

-0,0115

0,0059

***

0,0016

(0,0017)

(0,0081)

(0,0024)

(0,0032)

Croiss x France (H1)

+

0,0260

***

0,0453

***

0,0261

***

0,0248

***

(0,0026)

(0,0125)

(0,0031)

(0,0039)

LogVM

+

0,0202

***

0,0210

***

0,0090

***

0,0042

**

(0,0024)

(0,0035)

(0,0021)

(0,0022)

LogVM x France

-

-0,0059

(0,0056)

Croiss x LogVM

+

0,0026

***

(0,0010)

Croiss x LogVM x France (H2)

-

-0,0024

*

(0,0016)

FaibleFémi

-

-0,1563

***

-0,1664

***

(0,007 8)

(0,0105)

FaibleFémi x France

 ?

-0,0135

0,0406

***

(0,0131)

(0,0153)

FaibleFémi x Croiss

 ?

0,0065

**

0,0109

***

(0,0032)

(0,0037)

FaibleFémi x Crois. x France (H3)

+

 

 

0,0301

***

0,0102

**

(0,0063)

(0,0053)

Famille

0,010

0,0071

0,0058

0,0041

(0,0107)

(0,0110)

(0,0086)

(0,0088)

Effet Fixe Secteur

Inclus

Inclus

Inclus

Inclus

R2

0,38

0,40

0,60

0,60

Valeur du F (prob.)

83,2

<,01

69,69

<,01

124,01

<,01

143,40

<,01

At. = Effets attendus d’après la littérature et les hypothèses.

Sign. = * : significatif à 10 %, ** : significatif à 5 % et *** : significatif à 1 %.

4.2.1. Rapidité de l’augmentation de la féminisation des conseils d’administration (Hypothèse 1)

50La figure 1 montre qu’en 2011, lors de l’entrée en vigueur de la loi Copé Zimmermann, en moyenne, les femmes étaient légèrement plus représentées dans les conseils d’administration en France (16,7 % des mandats) qu’au Canada (9,5 %). Au cours des trois années suivantes, la croissance a été plus forte en France. Conséquemment, en 2014 les femmes sont nettement plus représentées en France (27,7 %) qu’au Canada (12,5 %), l’écart dans le taux de féminisation passant de 7,2 % à 15,2 %.

Figure 1 : représentation moyenne des femmes dans les conseils d’administration 2011-2014

Image 10000000000002310000010523BF3E5E.jpg

  • 11 Ce modèle suppose un taux de croissance égal pour les quatre années étudiées. Nous avons validé cet (...)

51Dans les quatre modèles (1a à 1d) de régression linéaire, le coefficient de la variable croisée Croiss x France est positif et significatif, supportant ainsi notre hypothèse 1 quant à la féminisation plus rapide des conseils d’administration dans un pays ayant voté une loi contraignante que dans un pays utilisant une approche souple. Selon le modèle utilisé, le coefficient de la variable croisée Croiss x France varie entre 0,0248 et 0,0453, ce qui signifie qu’en France, le taux de croissance est de 2,5 à 4,5 points de pourcentage plus important que celui du Canada qui est donné par la variable Croiss.11

52La féminisation plus importante se reflète non seulement au niveau de la moyenne, mais aussi de la proportion des conseils d’administration composés uniquement d’hommes et de l’atteinte des cibles de la loi Copé Zimmermann (Tableau 3). Ainsi, de 2011 à 2014, en France le pourcentage de conseils sans femmes est passé de 10 % à 0 % alors qu’au Canada, il est passé de 45 % à 34 %. Nous avons testé la différence Canada-France dans la diminution du nombre de conseils sans femme en estimant le modèle 1a à l’aide d’une régression Probit avec une variable binaire prenant la valeur 1 si le conseil était composé uniquement d’hommes. Le coefficient de la variable croisée Croiss x France est négatif et statistiquement significatif (p. < 0,01) indiquant que la différence Canada-France dans le pourcentage de conseils sans femmes est significative. De même, la proportion de conseils ayant atteint la cible de 20 % de la loi Copé Zimmermann est passée de 37 % à 94 % en France alors qu’au Canada ce taux est passé de 18 % à 28 %. Une régression Probit utilisant le modèle 1a et une variable binaire prenant la valeur 1 si le taux de 20 % était atteint, montre que le coefficient de la variable croisée Croiss x France est positif et statistiquement significatif, indiquant que la croissance annuelle est significativement plus élevée pour la France (résultats non communiqués sous forme de tableau).

4.2.2. Représentation des femmes dans les conseils d’administration selon la taille de l’entreprise (Hypothèse 2)

53Nous testons l’hypothèse 2, selon laquelle l’écart d’efficacité entre une loi contraignante et une loi souple pour augmenter le taux de féminisation des conseils d’administration décroit avec la taille des entreprises, à l’aide de la variable croisée Croiss x LogVM x France. Le coefficient de la variable Croiss x LogVM est significatif (p =0,01) et positif (0,0026) alors que celui de la variable Croiss x LogVM x France est négatif (-0,0024) et faiblement significatif (p =0,07). Pour les entreprises françaises, la croissance du taux de féminisation est donc plus faible de 0,0024 que celui des entreprises canadiennes qui est 0,0026. Pour la France, non seulement l’effet croisé de la taille et la croissance est plus faible, mais il est presque nul (0,0026 – 0,0024 = 0,0002) et non significatif. L’observation mutuelle et la pression sociétale ne jouent donc un rôle qu’au Canada, un pays ayant adopté une loi souple.

4.2.3. Entreprises comptant peu d’administratrices en 2011

54Comme l’illustre la figure 2, la croissance du taux de féminisation pour les entreprises qui ne comptaient aucune femme parmi leur conseil d’administration en 2011 est plus forte en France qu’au Canada (la proportion de femmes est passée de 0 à 22 % en France dans ces entreprises et de 0 à 4 % au Canada). Pour la France, cette croissance est aussi plus forte que pour les entreprises qui avaient au moins une femme à leur conseil.

Figure 2 : représentation moyenne des femmes dans les conseils d’administration 2011-2014 selon le degré de féminisation en 2011 (aucune femme, 1 femme ou plus)

Image 10000000000002250000012D8DBC68A6.jpg

55Ce constat est corroboré par le coefficient positif (0,0301) et significatif (p. < 0,01) pour la variable croisée FaibleFémi x Crois France dans le modèle 1c. Ainsi, au Canada les entreprises ne comptant pas d’administratrices en 2011 ont un taux de croissance de la féminisation de 0,65 % (FaibleFémi x Crois) alors que pour la France ce taux est de 3,01 % points de pourcentage plus élevé, soit un taux de croissance de 3,66 %. Lorsque l’on définit la faible féminisation comme ayant une femme ou moins (modèle 1d), les résultats sont similaires mais la différence entre les deux pays est moins grande. Au Canada, le taux est 1,09 % alors qu’en France il est de 2,11 % (0,01019 + 0,0102). Ces résultats supportent l’hypothèse 3, les lois contraignantes sont plus efficaces pour augmenter le taux de féminisation des conseils d’administration des entreprises dans lesquelles ce taux est faible.

4.2.4. Capital humain

56Le tableau 6 présente les résultats des analyses multivariées qui prennent en compte la taille des entreprises, l’actionnariat familial et le secteur économique. Les valeurs du test de Fisher (F) ou du rapport de vraisemblance (RV) sont significatives (p. <.01) pour tous les modèles et les R carrés varient entre 0,04 et 0,34. Les colonnes suivantes présentent les coefficients pour les diverses variables du modèle avec leur probabilité en dessous.

Tableau 6 : régressions du capital humain des administrateurs nommés

Variables

R2

F ou RV

Intercept

France

Femme

France x Femme

Cap. Boursière

Famille

Secteur

France + FR x Fem.

Âge (ans)

0,06

7,18

56,337

-2,996

-3,233

0,746

0,415

0,516

incl,

-2,487

<,01

<,01

<,01

<,01

0,41

0,03

0,52

0,11

<,01

Indépendance 

0,34

514,55

0,903

-1,519

0,898

-0,073

0,022

-0,070

incl,

0,825

<,01

<,01

<,01

<,01

0,73

0,38

0,49

0,46

<,01

M.B.A. 

0,06

514,55

-0,906

-0,497

0,211

-0,159

0,031

-0,128

incl,

0,052

<,01

<,01

<,01

0,06

0,31

0,15

0,26

0,70

0,62

Diplôme master et plus 

0,14

175,48

0,431

0,843

0,159

-0,113

0,011

-0,147

incl,

0,046

<,01

0,02

<,01

0,13

0,50

0,63

0,15

<,01

0,73

École d’élite 

0,07

97,12

-1,050

0,508

-0,319

0,206

0,039

-0,112

incl,

-0,112

<,01

<,01

<,01

0,01

0,19

0,08

0,25

0,17

0,23

Formation internationale 

0,15

221,16

-0,321

-0,960

-0,265

0,658

0,072

-0,207

incl,

0,393

<,01

0,07

<,01

<,01

<,01

<,01

0,05

<,01

<,01

Exp. internationale 

0,21

310,67

0,159

-1,192

-0,258

0,637

0,072

-0,127

incl,

0,379

<,01

0,39

<,01

0,02

<,01

<,01

0,25

0,29

<,01

Exp. haut dirigeant 

0,14

215,03

-0,657

0,841

-0,286

0,095

0,048

-0,092

incl,

-0,191

<,01

<,01

<,01

0,01

0,51

0,02

0,28

0,09

0,05

Exp. finance 

0,42

654,58

-1,536

1,777

0,097

-0,042

-0,026

-0,135

incl,

0,05

<,01

<,01

<,01

0,53

0,81

0,24

0,15

<,01

0,54

Exp. industrielle 

0,13

120,97

-1,964

0,696

-0,038

-0,223

0,047

0,087

incl,

-0,26

<,01

<,01

<,01

0,82

0,26

0,11

0,44

<,01

0,02

Exp. droit 

0,06

33,72

-1,913

0,260

-0,022

0,289

0,006

0,034

incl,

0,27

<,01

<,01

0,07

0,92

0,24

0,87

0,87

0,17

0,02

Exp. académique 

0,04

33,18

-1,885

-0,210

0,281

-0,054

0,062

-0,074

incl,

0,23

<,01

<,01

0,09

0,04

0,77

0,04

0,55

0,03

0,08

Exp. ministère 

0,19

201,90

-2,560

0,875

-0,047

0,114

0,126

-0,169

incl,

0,07

<,01

<,01

<,01

0,78

0,57

<,01

0,15

<,01

0,52

Exp. Adm. S. cotée 

0,05

2510,70

-0,210

-0,179

-0,446

0,352

0,084

-0,150

incl,

-0,09

 

<,01

0,29

0,06

<,01

0,01

<,01

0,13

0,29

0,34

Exp. Adm. S. cotée (Nbre

0,04

5,49

0,595

0,017

-1,126

0,723

0,193

-0,397

incl,

-0,40

 

<,01

0,14

0,93

<,01

<,01

<,01

0,02

0,06

0,03

57Les modalités d’interprétation des coefficients de l’équation estimée ont été données dans la section 3.2. Pour obtenir la différence entre les administratrices et administrateurs de la France, nous présentons dans la dernière colonne la somme des coefficients France et France x Femme de même que la probabilité que cette somme soit différente de zéro.

58Nous avons vu avec les statistiques descriptives que dans les deux pays, les administratrices ont des caractéristiques différentes des hommes. Toutefois, ce que nous voulons tester est l’effet du type de loi sur ces différences hommes-femmes : est-il plus grand avec une loi contraignante, soit (Ffr- Hfr) > (Fca - Hca)  ? La variable France x Femme permet de tester l’hypothèse 4 quant à la plus grande efficacité d’une loi à respecter les normes de recrutement en vigueur dans le pays pour les administrateurs. Pour les 15 caractéristiques étudiées, le coefficient pour cette variable n’est significatif que pour 4 caractéristiques (formation et expérience internationales, expérience de sociétés cotées et nombre de mandats). Pour les autres caractéristiques, on ne peut rejeter l’égalité de la différence femmes – hommes entre les deux pays.

59Par rapport aux administratrices des sociétés canadiennes qui, tel que l’indique les coefficients négatifs pour Femme, ont moins de formation et d’expérience internationales (-0,265 et -0,258) que les hommes, pour les administratrices des sociétés françaises, cette différence existe mais positivement, elle est en faveur des femmes tel qu’indiqué par les coefficients positifs pour ces deux caractéristiques dans la dernière colonne du tableau (0,393 et 0,379). De même, la différence entre les femmes et les hommes dans l’expérience d’administrateur d’autres sociétés cotées est différente pour les administratrices françaises. Alors que l’exercice d’un autre mandat dans une société cotée est significativement négatif pour les canadiennes, pour la France il est similaire chez les hommes et les femmes (France + FR x Fem. = -0,09, p. = 0,34). Donc, contrairement à ce qui était attendu selon l’hypothèse 4, les écarts de profils des hommes et des femmes sont en général similaires entre la France, qui a voté une loi forte, et le Canada. De plus, deux des écarts constatés entre les deux pays traduisent des compétences plus élevées à l’international des administratrices françaises la loi contraignante n’apparaît pas avoir d’effet négatif. Les mêmes tests ont été effectués pour l’année 2014, ils conduisent à des résultats équivalents.

5. Discussion et limites

60Nos résultats vont dans le sens d’une efficacité supérieure des lois contraignantes pour promouvoir la diversité dans les conseils d’administration. En 2014, la représentation des femmes dans les conseils d’administration est plus élevée en France qu’au Canada : 27,7 % contre 12,5 %. Cet écart entre les deux pays pourrait s’expliquer par le niveau de féminisation existant dans chacun des États au moment de la publication de la loi. Notre étude montre qu’en 2011, année du vote de la loi Copé Zimmermann, les entreprises françaises étaient déjà en avance sur les firmes canadiennes de l’ordre de 7 points environ (16,7 % de femmes contre 9,5 %). Les deux pays ont connu une progression dans la féminisation de leurs conseils d’administration entre 2011 et 2014, quelle que soit la nature de la loi : quota ou comply or explain, ce qui montre que sous les deux régimes, les entreprises réagissent, mais dans une moindre mesure au Canada. En effet, l’écart s’est encore creusé entre les deux pays. Cela est conforme à notre hypothèse 1 selon laquelle une loi contraignante est plus efficace pour obtenir un taux de féminisation plus élevé plus rapidement dans les conseils d’administration.

61Les détracteurs des quotas évoquent le risque de sélection adverse. Les entreprises recruteraient des femmes ne répondant pas forcément aux normes attendues pour un administrateur, d’où une détérioration du capital humain dans les conseils d’administration. Avec les lois du type comply or explain, au contraire, les entreprises pourraient continuer de recruter selon les normes, sans être contraintes par le genre. Notre étude montre que la France, malgré l’obligation légale d’intégrer des femmes, a réussi à trouver des candidates sans s’écarter davantage qu’au Canada des normes habituelles de recrutement des administrateurs.

62Nous avons utilisé les statistiques sur les caractéristiques de notre échantillon pour définir les normes de recrutement en vigueur dans chaque pays. Or un pourcentage élevé d’administrateurs ayant une caractéristique spécifique pourrait aussi s’expliquer par les différences institutionnelles entre les deux pays. Par exemple, détenir un M.B.A. est plus fréquent chez les administrateurs canadiens que chez les Français, mais cela peut venir de la plus grande diffusion de ce type de diplôme en Amérique du Nord et ne pas constituer un critère de recrutement spécifique des administrateurs. Nos tests étant basés sur l’écart entre les deux pays de différence de caractéristiques entre les femmes et les hommes, nous avons neutralisé cet effet institutionnel.

63Il s’agit d’une première étude effectuée dans le but de comparer l’efficacité d’une loi contraignante et celle d’une loi souple pour promouvoir la diversité dans les conseils d’administration. L’objectif est de savoir si une loi au caractère impératif permet de promouvoir plus rapidement la diversité dans les conseils d’administration et si elle ne contraint pas les entreprises à s’éloigner des normes de recrutement habituelles des administrateurs. L’étude réalisée confirme l’efficacité des lois contraignantes pour promouvoir plus rapidement la diversité de genre et conduit à préconiser ce type de loi si un gouvernement veut encourager la féminisation des conseils d’administration.

64Ce travail présente plusieurs limites. Le choix a été fait de mobiliser les théories institutionnelles, la complémentarité potentielle de l’utilisation conjointe d’autres théories n’a pas été étudiée. De même l’influence d’autres mécanismes de gouvernance venant renforcer ou réduire l’efficacité de chaque type de loi n’a pas été prise en compte (complémentarité ou substitution). En matière empirique, l’analyse menée est quantitative. Une étude qualitative, pouvant faire l’objet de développements futurs, apporterait d’autres éclairages. Des entretiens avec des administrateurs permettraient de mieux appréhender leurs réactions face à chaque type de réglementation et l’influence de la loi sur la manière dont ils décident du recrutement de candidates féminines. Enfin une limite pour l’utilisation des résultats de cette étude est que les gouvernements sont eux-mêmes soumis à des pressions : selon les habitudes et usages en vigueur, un type de loi peut être reconnu comme plus légitime dans un pays et donc plus facilement proposé et voté, les marges de manœuvre des gouvernants ne sont pas forcément les mêmes dans tous les pays.

6. Conclusion

65La loi contraignante sur la diversité dans les conseils d’administration votée en France a permis une féminisation des conseils rapide et significative, alors que le Canada, ayant opté pour une loi souple sur la composition des conseils d’administration, a vu le nombre d’administratrices évoluer plus faiblement. La situation pourrait changer au Canada en 2015 avec les nouvelles obligations de communication d’information sur la parité de genre dans les conseils d’administration et au sein des hautes directions.

66L’étude a permis de montrer aux gouvernements s’interrogeant sur le bien-fondé d’une législation sur la diversité qu’une loi contraignante avait des résultats plus rapides en termes de féminisation des conseils d’administration, sans différence majeure quant au capital humain des administratrices recrutées.

67Quelles autres conséquences ces lois quotas peuvent-elles avoir sur les entreprises  ? Tout d’abord, on peut se demander si la progression du pourcentage de femmes dans les conseils d’administration va s’accompagner d’une progression de la représentation féminine à la haute direction. En France, il semble y avoir une certaine progression du pourcentage des femmes dans les équipes dirigeantes puisqu’en 2013 les COMEX des sociétés du SBF 120 comptaient 11,6 % de femmes, selon une étude du cabinet Russell Reynolds (2013). Au Canada, une étude de Bédard et Brière (2015) montre une légère croissance de la présence féminine dans l’équipe de direction de 60 grandes sociétés canadiennes de 2009 à 2013. Toutefois, cette croissance se limite aux postes dans les services partagés (marketing, ressources humaines, services juridiques).

68Un autre effet des lois contraignantes pour favoriser la diversité de genre dans les conseils d’administration pourrait être une plus forte professionnalisation du recrutement des administrateurs. Ainsi les exigences appliquées au recrutement des femmes pourraient conduire les conseils d’administration à davantage réfléchir et formaliser leurs critères et leurs attentes, et de ce fait devraient les amener à les appliquer à l’ensemble des recrutements à venir, qu’ils concernent des hommes ou des femmes.

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Notes

1 Catalyst. (2014), Increasing Gender Diversity on Boards: Current Index of Formal Approaches. New York: Catalyst, August. http://www.catalyst.org/legislative-board-diversity.

2 Adopté officiellement en décembre 2014, le projet de règlement avait été soumis pour consultation en janvier 2014. Les entreprises cotées étaient donc au courant de ces nouvelles règles avant leur assemblées annuelles de 2014. De plus, en 2011 la sénatrice Hervieux-Payette a soumis un projet de Loi visant à assurer la parité de genre dans le conseil d'administration qui a été rejeté par le Comité sénatorial permanent des banques et du commerce.

3 http://www.oecd-ilibrary.org/fr/employment/taux-d-emploi-des-femmes_20752334-table5.

4 http://www.ipu.org/wmn-f/classif.htm.

5 http://www.oecd.org/edu/eag2012.

6 http://www.oecd.org/edu/eag2012.

7 http://www.credoc.fr/publications/abstract.php?ref=C185

8 http://www.canadainternational.gc.ca/france/bilateral_relations_bilaterales/canada_france.aspx?lang=fra

9 Les équations du système, étant indépendantes par hypothèse, chaque équation est estimée séparément.

10 Dans le modèles 1c et 1d, nous excluons les variables croisées de croissance car le critère d’inflation de la variance augmente à plus de 10 pour ces variables et les variables ajoutées dans les modèles 1c et 1d. Malgré ces critères élevés, les résultats pour l’hypothèse 3 sont similaires lorsqu’on inclut ces variables croisées.

11 Ce modèle suppose un taux de croissance égal pour les quatre années étudiées. Nous avons validé cette présomption en comparant le modèle 1a à un modèle sans cette restriction.

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References

Electronic reference

Isabelle Allemand, Jean Bédard and Bénédicte Brullebaut, « Efficacité des lois contraignantes et des lois souples pour promouvoir la diversité de genre dans les conseils d'administration : une comparaison France/Canada », Finance Contrôle Stratégie [Online], 19-4 | 2016, Online since 06 February 2017, connection on 01 May 2017. URL : http://fcs.revues.org/1869 ; DOI : 10.4000/fcs.1869

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About the authors

Isabelle Allemand

Univ. Bourgogne Franche-Comté, Burgundy
School of Business-CEREN

Jean Bédard

Université Laval, Québec

Bénédicte Brullebaut

Univ. Bourgogne Franche-Comté, Burgundy
School of Business-CEREN

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