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La « face cachée » de l’actionnariat salarié : Etude empirique sur l’indice SBF 120 (2000-2014)

The dark side of employee ownership in french listed companies, an enquiry on the SBF 120 between 2000 and 2014
Siessima Djibril Toe, Xavier Hollandts et Bertrand Valiorgue

Résumés

L’actionnariat salarié se développe de manière inexorable et tend à faire des salariés des acteurs incontournables de la gouvernance des entreprises. Face à cette transformation importante de l’actionnariat, les recherches les plus récentes évaluent de manière ambivalente les effets de l’actionnariat salarié. Cet article se focalise sur un phénomène jusqu’à présent très peu étudié : l’actionnariat salarié significatif c’est-à-dire l’incidence d’une présence majeure voire majoritaire des salariés dans le capital et au sein des organes de gouvernance. Nos résultats démontrent un effet négatif de l’actionnariat salarié significatif sur la performance économique des entreprises. Cet effet est renforcé par la présence d’administrateurs salariés dans les instances de gouvernance. Nos tests économétriques sont basés sur la méthode d’estimations des GMM en panel dynamique qui permet de traiter les problèmes d’endogénéité. Notre étude quantitative examine les 120 plus grandes entreprises françaises sur une période d’observation inédite (2000-2014).

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Texte intégral

Introduction

  • 1 Seulement 25 entreprises sur les 120 composants le SBF 120 ne compte aucune participation des salar (...)
  • 2 A fin 2014, 23 entreprises du SBF120 (soit 19,2 % de l’échantillon) dépassent ce seuil déclenchant (...)

1L’actionnariat salarié est un phénomène largement répandu dans les pays développés et bénéficie d’un large soutien des pouvoirs publics. L’actionnariat salarié permet notamment aux salariés « de [se] constituer un portefeuille de valeurs mobilières et d'acquérir, souvent dans des conditions avantageuses, des actions de la société qui les emploie. » (Desbrières, 2002 : 255). Au total ce sont près de 23 millions de salariés américains (soit 20 % du secteur privé) qui déclarent détenir des actions de l’entreprise dans laquelle ils travaillent (National Center for Employee Ownership, 2014). En Europe, le nombre d’actionnaires salariés en 2014 s’élève à plus de 8,5 millions, détenant près de 301 milliards d’euros (Fédération Européenne de l'Actionnariat Salarié, 2015). Avec 3,5 millions d’actionnaires salariés en 2014 (pour 46 milliards d’encours de fonds « actionnariat salarié » source : AFG 2015), la France demeure l’un des pays européens où l’actionnariat salarié est le plus développé, grâce notamment au soutien des gouvernements successifs (Aubert et Rapp, 2010). Par ailleurs, la présence de salariés au capital a incontestablement permis aux entreprises françaises d’affronter les différentes crises économiques et financières récentes en permettant le renforcement de leurs fonds propres (Guery et Pendleton, 2016). Le contexte français se caractérise par deux éléments majeurs. Premièrement, le poids croissant des salariés dans le capital des entreprises : à fin 2014, 20 % des entreprises du SBF 120 ont désormais comme premier actionnaire leurs salariés1 (cf annexe 1). Deuxièmement, les actionnaires salariés sont également directement associés à la gouvernance de l’entreprise, au sein du conseil d’administration ou conseil de surveillance. La loi du 30 décembre 2006 a imposé la représentation au conseil d’administration (ou de surveillance) des actionnaires salariés quand ceux-ci détiennent plus de 3 % du capital2. En raison de la récurrence des plans d’actionnariat salarié, les salariés sont ainsi en passe de devenir des acteurs clés en raison d’une détention croissante d’actions de leurs entreprises et d’une représentation directe au sein des organes de gouvernance (Desbrières, 2002 – cf annexe 2).

2S’il est généralement soutenu par les pouvoirs publics, les salariés et les entreprises, l’actionnariat salarié ne fait pas nécessairement l’unanimité dans la littérature académique (Desbrières, 2002 ; Kaarsemaker et al. 2010). Une partie des auteurs souligne les effets positifs sur différentes variables attitudinales telles que la motivation, la satisfaction et l’implication des employés (Buchko, 1992, 1993 ; French, 1987 ; Klein, 1987 ; Kruse et al. 2010, 2012 ; Rosen et al. 1986) et par conséquent sur la productivité et la performance des salariés (Ben-Ner et Jones, 1995 ; Jones et Kato, 1995). En revanche, d’autres travaux ont souligné les effets négatifs de l’actionnariat salarié sur le développement, les choix stratégiques et les performances des entreprises (Livingston et Henry, 1980 ; Heinfelt et Curcio, 1997 ; Faleye et al. 2006, Kim et Ouimet, 2014). Les actionnaires salariés auraient tendance notamment à soutenir des stratégies favorisant l’emploi et les hausses de salaires, au détriment de la création de valeur actionnariale (Faleye et al. 2006). Leur participation au capital et potentiellement aux instances de gouvernance leur permettrait d’infléchir les stratégies des entreprises (Ginglinger et al. 2011) et plusieurs études empiriques récentes soulignent les impacts globalement négatifs d’un niveau de détention élevé de capital par les salariés (Faleye et al. 2006 ; Kim et Ouimet, 2014). La littérature récente sur le sujet s’interroge ouvertement sur l’impact global de la montée en puissance des salariés au sein du capital des entreprises (Kruse et al. 2010 ; Guedri et Hollandts, 2008).

3Notre contribution dans cet article s’inscrit dans la continuité de ces travaux et part du constat que dans un nombre croissant de grandes entreprises françaises, les actionnaires salariés sont parfois majoritaires ou en passe de le devenir (voir annexe 2). Nous évaluons, via la construction d’un score relatif, l’impact de l’influence grandissante des actionnaires salariés sur la performance de leurs entreprises. Nous considérons ainsi que les actionnaires salariés, comme tout actionnaire, sont susceptibles de peser sur la gouvernance et les choix stratégiques de leurs entreprises dès l’instant où ils détiennent une participation significative au capital, doublée d’une représentation potentielle au cœur des instances de gouvernance. Notre recherche entend contribuer à cette thématique en se focalisant sur l’actionnariat salarié significatif, c’est-à-dire sur des niveaux de détention du capital permettant aux salariés de détenir une influence réelle par le biais du capital et de leur représentation potentielle aux instances de gouvernance.

4Dans la continuité des travaux de Faleye aux Etats-Unis ou de Ginglinger et al. en France, nos résultats tendent à démontrer l’influence négative des actionnaires salariés sur la performance économique de leurs entreprises quand ils occupent une place significative en matière de détention d’actions et de représentation dans les instances de gouvernance. En complément des résultats de nos tests économétriques, cette recherche fournit également une mesure de l’actionnariat salarié significatif qui permet d’approximer l’influence de ces derniers sur la performance économique de leurs entreprises. Nous proposons également pour la première fois une étude de longue durée (14 années) sur l’actionnariat salarié qui a notre connaissance n’a pas d’équivalent sur les 120 plus grandes entreprises françaises. D’un point de vue méthodologique, nous utilisons la méthode d’estimation des moments généralisés (GMM) en panel dynamique de Blundell Bond (1998) pour traiter le problème potentiel d’endogénéité fréquemment présent dans la littérature académique et empirique sur le sujet (Wintoki et al. 2012 ; Balsmeier et al. 2013 ; Bova et al. 2015). La mobilisation de cette méthode nous permet de nous assurer que nos résultats ne sont pas affectés par des biais liés à l’endogénéité de nos variables d’intérêt (Wintoki et al. 2012 ; Semadeni et al. 2014).

5Dans la suite de cet article, nous formulons nos hypothèses de recherche à l’issue d’une revue de littérature consacrée aux effets de l’actionnariat salarié sur la gouvernance des entreprises et la performance. Nous présentons ensuite notre échantillon, les données et la démarche empirique suivie ainsi que les résultats obtenus. Enfin, nous concluons notre article par une discussion de nos résultats et des perspectives de recherche offertes.

1. Les effets ambivalents de l’actionnariat salarié sur la performance des entreprises

6L’actionnariat salarié est un mécanisme de participation financière qui suscite beaucoup d’intérêt tant du point de vue des praticiens que des chercheurs. La littérature académique porte un regard contrasté sur les effets de l’actionnariat salarié (Aubert et al. 2014). D’une part, l'actionnariat salarié est certes susceptible d’affecter positivement la performance de l’entreprise en ayant une influence positive sur des variables attitudinales et la productivité des salariés mais d’autre part, l’actionnariat des salariés génère potentiellement des effets négatifs perceptibles au niveau de la gouvernance des entreprises.

1.1. Les effets positifs de l’actionnariat salarié

7Une grande partie de la littérature souligne l’impact positif de l’actionnariat salarié au niveau individuel (Kaarsemaker et al. 2010 ; Kruse, 2002). L’actionnariat salarié a des effets positifs sur l’attitude des salariés au travail (implication, participation, motivation, satisfaction e.g Klein, 1987) notamment en raison des gains monétaires associés à la prise de participation au capital (French, 1987). Les salariés seraient d’autant plus impliqués qu’ils se sentiraient ainsi associés à l’entreprise (notion de « propriété psychologique » - Pierce et al. 1991). Kruse et al. (2010) montrent également que l’actionnariat des salariés réduit les comportements opportunistes et les problématiques de passager clandestin. Ainsi, l’actionnariat salarié est à la fois en mesure de réduire le turnover, l’absentéisme, la probabilité de quitter l’entreprise (Brown et al. 1999 ; Buchko, 1992 ; Wilson et Peel, 1991) et d’augmenter la productivité des salariés et la performance des entreprises (Ben-Ner et Jones, 1995 ; Jones et Kato, 1995 ; Desbrières, 2002 ; Robinson et Wilson , 2006 ; Kaarsemaker et al. 2010). Récemment, O’Boyle, Patel et Gonzales-Mulé (2016) ont montré grâce à une méta-analyse que l’actionnariat salarié était susceptible d’avoir un effet légèrement positif sur la performance même si l’analyse de Kim et Patel (2017) montrent l’influence prépondérante du contexte (pays, secteur, entreprise, temps) sur la relation observée. Cependant, si plusieurs études ont montré l’impact positif de l’actionnariat salarié, la littérature met aussi en évidence la « face cachée » de l’actionnariat salarié surtout quand les salariés sont en mesure d’influencer de manière significative la gouvernance de leur entreprise.

1.2. Quand les actionnaires salariés exercent une influence significative

8Outre les aspects positifs évoqués plus haut, l’actionnariat salarié est susceptible d’avoir des effets négatifs notamment pour des niveaux importants de participation au capital. La littérature s’est historiquement peu penchée sur l’analyse des niveaux significatifs d’actionnariat salarié en raison du fait qu’ils étaient peu ou pas observables jusqu’à présent (Kaarsemaker et al. 2010 ; Kim et Ouimet, 2014). L’étude d’envergure réalisée par Faleye et al. (2006) s’est intéressée à des niveaux significatifs d’actionnariat salarié (plus de 5 % du capital) et sur leur impact sur plusieurs variables de performance et les choix opérés par les entreprises. Ces auteurs montrent que les entreprises qui affichent une participation élevée de leurs salariés au capital et à la gouvernance investissent moins, prennent moins de risques, se développent plus lentement, créent moins de nouveaux emplois, s’écartent plus de l’objectif de maximisation de la valeur actionnariale, et sont moins productives. Les auteurs montrent ainsi que la participation des salariés diminue la valeur actionnariale de 14,5 % et que la productivité des salariés est inférieure de 21 % pour les entreprises avec une forte participation des salariés au capital. Par ailleurs, la mise en œuvre de mécanismes d’actionnariat salarié est susceptible de faciliter l’enracinement négatifs des dirigeants (Jensen et Meckling, 1979 ; Chaplinsky et Niehaus, 1994 ; Gamble, 2000 ; Benartzi et al. 2007). Aubert et al. (2014) montrent par exemple que l’actionnariat salarié peut être utilisé comme mécanisme d’enracinement notamment par des « mauvais » dirigeants (sous performants) afin de servir leurs intérêts personnels et stratégiques. Un risque potentiel de collusion existe entre dirigeants et actionnaires salariés dans la mesure où la mise en œuvre de tels mécanismes peut être motivée par la formation d’une alliance entre salariés et dirigeants afin de repousser les OPA potentielles (Park et Song, 1995 ; Rauh, 2006). Au-delà des effets directs sur la gouvernance, l’actionnariat salarié est surtout susceptible d’altérer les décisions stratégiques majeures. L’actionnariat salarié accorde des créances résiduelles aux salariés qui cherchent classiquement à maximiser la partie fixe de leurs revenus (les salaires) au détriment de la partie « aléatoire » représentée par la performance et les dividendes (Jensen et Meckling, 1979 ; Desbrières, 2002 ; Guedri et Hollandts, 2008 ; Aubert et al. 2014). L’actionnariat salarié offre ainsi aux salariés le pouvoir politique nécessaire pour influencer les décisions stratégiques dans un sens qui leur est favorable, comme des augmentations des salaires au détriment des politiques maximisant la valeur actionnariale ou le développement de l’entreprise (Faleye et al. 2006).

9Il existe par conséquent un risque potentiel de perte de compétitivité et de performance de l’entreprise si les intérêts des (actionnaires) salariés sont trop favorisés. Cette problématique pourrait dès lors être cruciale dans les cas où les actionnaires salariés détiennent une participation significative voire majeure au capital de leur entreprise. Plusieurs travaux récents ont détecté la présence de relations curvilinéaires mettant en évidence une association positive entre actionnariat salarié et performance pour des niveaux faibles de détention avant que cette relation s’inverse pour des niveaux élevés d’actionnariat salarié (Kim et Ouimet, 2014 ; Guedri et Hollandts, 2008). Or, aucune explication réellement convaincante sur l’inflexion des courbes constatées empiriquement n’a été apportée jusqu’à présent. Nous suggérons que l’inflexion des courbes pourrait notamment s’expliquer par la présence d’un actionnariat salarié significatif dont les effets ne se manifesteraient pas en deçà de certains seuils. Jusqu’à présent, la littérature a toujours envisagé l’actionnariat salarié comme un phénomène linéaire sans prendre en compte les effets induits par le franchissement de seuils ou la détention de plus en plus significative d’un bloc actionnarial. Or, la détention d’une fraction significative voire majeure offre une opportunité sans précédent aux salariés pour détenir un véritable contre-pouvoir ou peser dans un sens qui leur est favorable.

10Ainsi, l’actionnariat salarié significatif représente pour l’heure une terra incognita dont nous nous proposons d’explorer les conséquences dans le cadre de cet article. Pour cela nous considérons une mesure relative de l’actionnariat des salariés (actionnariat salarié significatif) qui permet de prendre en compte l’influence relative de l’actionnariat salarié par rapport aux autres actionnaires. Notre mesure d’actionnariat salarié permet de capter le poids et le rapport de force potentiel de la participation des actionnaires salariés. En présence d’un actionnariat salarié significatif, les employés ont plus de pouvoir et de marge de manœuvre, et peuvent plus aisément promouvoir leurs intérêts. Ceci pourrait in fine renforcer les effets néfastes en termes de prise de décision et de gouvernance. Ainsi, un effet négatif associé à des niveaux d’actionnariat salarié significatif est attendu.

Hypothèse 1 : L’actionnariat salarié significatif a un effet négatif sur la performance des entreprises

11Par ailleurs, la loi du 30/12/2006 impose la présence d’un représentant des actionnaires salariés au sein de la gouvernance des entreprises cotées françaises. Cette participation directe à la gouvernance représente un levier supplémentaire pour faire la promotion de leurs intérêts et peser dans les décisions stratégiques discutées en conseil d’administration ou de surveillance. Nous postulons donc un effet modérateur potentiel renforçant l’effet négatif de la participation des salariés au capital. La littérature souligne que la représentation des actionnaires salariés au conseil d’administration est susceptible d’amplifier les effets observés en présence de mécanisme d’actionnariat salarié (Desbrières 1997, 2002 ; Guedri et Hollandts, 2008).

Hypothèse 2 : La présence d’administrateurs salariés au sein du conseil d’administration a un effet modérateur sur la relation entre l’actionnariat salarié significatif et la performance.

2. Echantillon, données et méthodologie

12Dans cette section, nous présentons l’échantillon retenu pour notre étude, les données et la méthode économétrique utilisée.

2.1. Echantillon

  • 3 Cette étude s’est intéressée à l’impact de la représentation des salariés sur la période 1998-2008. (...)

13Notre échantillon est constitué des entreprises françaises appartenant ou ayant appartenu à l’indice SBF 120 sur la période 2000-2014. Cet indice regroupe les 120 plus grandes entreprises en termes de capitalisation boursière et de volumes d’échanges sur le marché Euronext Paris et il constitue une référence intéressante puisqu’il est par exemple utilisé par Ginglinger et al. (2011) dans le cadre d’une étude comparable3. Notre période d’analyse de 15 années permet de constituer un panel assez large qui enrichit les résultats et améliore les estimations et les tests économétriques. Cette période englobe notamment la diffusion des principaux codes de gouvernance en France et correspond à une large diffusion des mécanismes d’épargne salariale au sein des entreprises cotées. Au départ, nous disposions de 158 entreprises ayant appartenu de façon significative à l’indice SBF 120 sur la période d’étude. Cependant, les entreprises financières telles que les banques, les compagnies d’assurance, les sociétés d’investissement, de courtage et de gestion de portefeuille ont été exclues de l’échantillon. En effet, ces dernières ont des structures financières et comptables particulières par rapport aux entreprises industrielles et commerciales. Les entreprises présentant beaucoup de données manquantes ont également été enlevées de l’échantillon. Notre échantillon final comprend 120 entreprises sur la période 2000-2014 soit 1800 observations.

2.2. Collecte des données

14Les données d’actionnariat et de gouvernance sont issues de la base de données IODS et des documents de référence des entreprises qui ont été téléchargés et exploités de façon manuelle. Pour construire notre mesure d’actionnariat salarié significatif, la procédure a consisté à identifier la nature (et le pourcentage) du premier actionnaire ainsi que la part de capital éventuellement détenue par les salariés sur la période 2000-2014. Cette collecte manuelle a été réalisée grâce à la consultation des rapports annuels des entreprises disponibles à partir du site internet de l’Autorité des Marchés Financiers (AMF) et /ou sur le site internet des entreprises. Une fois les données d’actionnariat et de gouvernance recueillies, nous avons associé les variables financières correspondantes à chaque entreprise composant l’échantillon. Les données financières ont été collectées à partir de la base de données Factset.

2.3. Variable expliquée : la mesure de la performance

15Afin de mesurer la performance des entreprises, trois variables ont été retenues : la rentabilité des actifs (ROA), la rentabilité des capitaux propres (ROE) et le Q de Tobin. Ces variables ne mesurent pas les mêmes aspects de la performance. Les deux premières variables constituent une mesure purement comptable de la performance tandis que le Q de Tobin est une variable de valorisation par le marché intégrant la psychologie des investisseurs dans la valorisation des actions des sociétés (Mard et al. 2014). Ces mesures sont classiquement utilisées dans les articles analysant le lien entre structure actionnariale, gouvernance et performance (Thomsen et Pedersen, 2000 ; Guedri et Hollandts, 2008 ; Mard et al. 2014). Ces données ont été collectées sur la période 2000-2014 à partir de la base de données Factset.

2.4. Variables explicatives

2.4.1. Mesure de l’actionnariat salarié significatif

16Dans la littérature, le pourcentage de capital détenu par les employés représente une mesure standard (Gamble, 2000 ; Faleye et al. 2006 ; Guedri et Hollandts, 2008 ; Ginglinger et al. 2011 ; Kim et Ouimet, 2014). Dans le cadre de cette analyse nous avons opté pour une mesure originale de la participation des salariés à savoir un score relatif d’actionnariat salarié significatif. Cette mesure correspond au rapport du pourcentage de capital détenu par les actionnaires salariés et du pourcentage de capital détenu par le premier actionnaire. Ce score relatif permet de capter le rapport de force de l’actionnariat salarié vis-à-vis des autres types d’actionnaires. Autrement dit, il permet de mieux cerner le pouvoir et la marge de manœuvre liés à la participation des salariés au capital.

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  • 4 A des fins de vérification et de robustesse, nous avons également construit une variable muette à p (...)

17Les données sur le pourcentage du capital détenu par les salariés et celles sur le pourcentage de capital détenu par le premier actionnaire ont fait l’objet d’une double vérification : elles ont été extraites de la base IODS 2000-2014 et ont fait l’objet d’une vérification manuelle dans chaque document de référence. Notre variable principale a ensuite été créée à partir de ce calcul. Un score relatif de 1 correspond à une situation où le pourcentage d’actionnariat détenu par les salariés est supérieur à celui du premier actionnaire. C’est la mesure que nous utilisons de manière générale dans les tests présentés ci-après4. Notre mesure présente un double avantage. Elle est plus restrictive que celle utilisée par Faleye et al. (2006) ou Kim et Ouimet (2014) qui ne prennent en considération que le seuil de 5 % et nous permet donc d’isoler plus précisément un actionnariat salarié significatif. Par ailleurs, notre variable intègre également le poids relatif des salariés face au premier actionnaire (Balsmeier et al. 2013) et représente de ce point de vue un proxy capturant le rapport de forces potentiel.

2.4.2. Variables de contrôle

18La performance des entreprises peut être influencée par plusieurs facteurs qui sont introduits dans les régressions en tant que variables de contrôle. Il s’agit entre autres des variables de gouvernance, de taille, des opportunités de croissance du secteur d’activité. Nous avons introduit une série de variables relatives à la forme et la structure de la gouvernance des entreprises. Une variable captant la structure du conseil d'administration a été introduite car celle-ci joue un rôle clé dans l’objectif d'alignement des intérêts des dirigeants avec ceux des actionnaires. En effet, une structure duale (directoire et conseil de surveillance) renforce la supervision et permet de réduire les comportements opportunistes des dirigeants et leur enracinement (Rose, 2005). La structure de gouvernance est captée par une variable muette qui vaut 1 lorsque la structure de gouvernance est duale (directoire et conseil de surveillance) et 0 sinon (Guedri et Hollandts, 2008). Une variable qui vaut 1 lorsque le directeur général est aussi le président du conseil d’administration a également été introduite. Elle permet de capter l’intensité de la marge de manœuvre des dirigeants. En effet, on suppose que l’association des deux fonctions confère aux dirigeants un pouvoir discrétionnaire plus important, ce qui pourrait favoriser la poursuite d’intérêts stratégiques et l’enracinement des dirigeants (Bova et al. 2015 ; Ginglinger et al. 2011). Une variable muette pour les anciennes entreprises publiques a été aussi introduite dans nos régressions. En effet, la législation française impose de réserver une partie des actions aux salariés d’anciennes entreprises publiques lors des opérations d’introduction en Bourse ou d’augmentation de capital et impose également la représentation des salariés aux instances de gouvernance des entreprises privatisées. Cette variable prend la valeur 1 si l'entreprise était auparavant détenue par le gouvernement français et 0 sinon. Une variable d’actionnariat familial (variable muette qui vaut 1 lorsque l’entreprise est contrôlée par un actionnariat familial (et 0 sinon) a été introduite pour prendre en compte la différence de performance qui pourrait exister (Sraer et Thesmar, 2007) ainsi que l’orientation historique des entreprises familiales vers les mécanismes d’actionnariat salarié (Trébucq, 2002). Nous contrôlons également par la taille des entreprises. En effet, la taille de l’entreprise contribue à sa performance notamment en raison des économies d’échelle et du pouvoir de marché (Beard et Dress, 1981). Le total des actifs est utilisé comme proxy de la taille des entreprises (Crashwell et al. 1997 ; Sahut et Gharbi, 2010). Le taux de croissance du chiffre d’affaire est introduit comme proxy de la dynamique de l’entreprise (Charreaux, 1991 ; Margaritis et Psillaki, 2010 ; Mard et al. 2014). La structure du capital approximée par le total de la dette divisé par le total des actifs a été introduite également comme variable de contrôle (Mard et al. 2014). Nous introduisons également la volatilité comme un élément déterminant essentiel de la rentabilité des entreprises (Ginglinger et al. 2011). Enfin, les effets fixes années et industries sont introduits pour capter les effets conjoncturels et les effets différenciés en termes de taille, de caractéristiques du marché, de croissance des différents secteurs (Mauri et Michaels, 1998). La définition des différentes variables est synthétisée dans le tableau1, ci-après.

Tableau 1: Définition des variables

Variables

Définitions

Variable de performance

Return on assets

Rentabilité des actifs de l’entreprise à la date t : Excédent Brut d’exploitation/ Total actif

Return on equity

Rentabilité des capitaux propres : Bénéfice net/capitaux propres

Q de Tobin

Valeur de marché des actifs / valeur de remplacement des actifs

Variable d’intérêt

Actionnariat salarié

Pourcentage de capital détenu par les actionnaires salariés

Actionnariat salarié significatif

Ratio du pourcentage de capital détenu par les actionnaires salariés rapporté au pourcentage de capital détenu par le premier actionnaire à la date t

Administrateur(s) salarié(s)

Pourcentage d'administrateurs salariés élus siégeant au conseil d’administration

Variable de contrôle

Structure duale

Variable muette qui prend la valeur 1 si l’entreprise est organisée sous forme de conseil de surveillance et de directoire et 0 si elle est sous forme de conseil d'administration

Dualité

Variable muette égale à 1 si le directeur général est également président du conseil, 0 sinon

Actionnariat familial

Variable muette qui vaut lorsque le premier actionnaire est familial et 0 sinon

Ancienne Entreprise publique

Variable muette égale à 1 si l’entreprise était une propriété publique

Taille

Logarithme népérien du total des actifs de l’entreprise à la date t

Dynamisme de l’entreprise

Croissance du chiffre d’affaire de l’entreprise entre t-1 et t.

Endettement

Taux d’endettement de l’entreprise à l’année t = Dette totale/Total actifs

Volatilité

Écart-type des rendements mensuels des actions au cours de l'exercice précédant la date t

Secteurs d’activité

Variables muettes captant le secteur d’activité de l’entreprise selon la classification ICB de premier niveau

2.5. Modèle économétrique

19L’objectif de notre recherche est d’étudier le lien entre actionnariat salarié significatif et performance en utilisant une base de données longitudinale (15 ans) sur les entreprises du SBF 120. Cette période d’étude assez longue nous permet d’utiliser un modèle de régression dynamique. L’utilisation d’une spécification dynamique est très importante pour la justesse des résultats. En effet, Wintoki et al. (2012) ont montré que les études mettant en relation des variables de gouvernance et la performance des entreprises sont généralement affectée par des problèmes d’endogénéité et produisent des estimations potentiellement biaisées si la dimension dynamique n’est pas prise en compte. Les auteurs recommandent l’utilisation de l’estimateur GMM pour l’estimation des modèles de panel dynamique. Par conséquent, notre modèle de régression dynamique se présente comme suit :

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20Perfit est la mesure de performance retenue (ROA, ROE et le Q de Tobin) de l’entreprise i à la date t ; Perfit -1 représente la variable de performance retardée d’une période ; AS_SIGNitest la mesure de l’actionnariat significatif de l’entreprise i à la date t ; Controlit est l’ensemble des variables de contrôle de l’entreprise i à la date t ; μi représente les effets fixes annuelles qui captent les effets inobservables invariants dans le temps ; πi représente les effets fixes sectoriels qui captent les facteurs inobservables communs à tous les secteurs ; εi représente le terme d’erreurs

21Dans le modèle 2 nous introduisons, la variable du pourcentage d’administrateurs salariés (Act_Salit) et une variable interactive (Interactit) entre l’actionnariat salarié significatif et le pourcentage d’administrateurs pour capter d’éventuels effets de modération. Il existe deux manières d’estimer un modèle de régression dynamique : l’estimateur GMM en première différence d’Arellano et Bond (1991) et l’estimateur GMM system de Blundell Bond (1998). L’estimateur en différence première d’Arellano et Bond (1991) consiste à instrumenter les variables explicatives de l’équation en première différence par les valeurs en niveau retardées d’une période ou plus. L’estimateur en GMM system de Blundell et Bond (1998) combine à la fois les équations en première différence et celles en niveau ; l’instrumentation des variables explicatives est effectuée à partir de leurs premières différences. Nous utilisons l’estimateur GMM system développé par Blundell et Bond (1998) car les auteurs ont montré à l’aide de simulation Monte Carlo que cet estimateur est le plus performant. Par ailleurs, l’estimateur GMM system de Blundell et Bond (1998) permet de tenir compte de la complexité de la relation entre l’actionnariat salarié et la performance et de traiter le problème d’endogénéité. En effet, la majorité des études qui mettent en relation la performance et les variables de gouvernance utilisent l’estimateur de moindres carrés ordinaires (MCO) qui ne permet pas de traiter le problème d’endogénéité des variables (Wintoki et al. 2012). L’endogénéité est source de biais des résultats et sa non prise en compte pourrait mettre en doute les résultats obtenus voire les invalider (Semadeni et al. 2014, Wintoki et al. 2012).Il existe plusieurs sources d’endogénéité : l’omission de variables, les erreurs de mesures, l’existence d’une causalité inverse entre variable dépendante et variables indépendantes (Wooldridge, 2002). Au regard de notre étude, on est amené à considérer que la relation entre participation des salariés au capital et performance peut être observée de manière simultanée : l’actionnariat salarié a un impact sur la performance de l’entreprise mais aussi les niveaux de performance pourraient avoir un effet causal sur l’actionnariat salarié (Bova, Dou et Hope, 2015 ; Balsmeier et al. 2013). En somme, l’estimateur GMM system permet non seulement de traiter ce problème d’endogénéité mais permet également de prendre en compte l’ensemble des sources de biais en instrumentant les variables explicatives par leurs différences retardées et leurs niveaux retardés (ou instruments internes). La validation des estimations GMM system en panel dynamique tient à deux types de tests. D’une part, le test de suridentification de Hansen permet de tester la validité des variables retardées comme instruments (l’hypothèse nulle étant que les instruments sont valides). D’autre part, deux tests définis par Arellano et Bond (1991) sont utilisés pour vérifier la validité de l’hypothèse nulle respectivement d’autocorrélation des résidus de premier ordre (AR1) et d’absence d’autocorrélation d’ordre deux dans les erreurs de l’équation en différences premières (AR2).

3. Résultats empiriques

3.1. Statistiques descriptives

22Le tableau 2 ci-après présente les statistiques descriptives des variables utilisées dans les régressions. Les entreprises de notre échantillon ont en moyenne un score relatif d’actionnariat salarié significatif de 0,12 et 25 % des observations ont un score d’actionnariat salarié significatif supérieur ou égal à 9 %. On peut également noter que la moyenne du pourcentage d’administrateurs salariés élus est 1,58 % avec un maximum de 35,29 %. La matrice de corrélation des variables est présentée en annexe (annexe 3).

Tableau 2 : Statistiques descriptives

Variables

Moyenne/

Fréquence

Médiane

Ecart type

min

max

Rentabilité des actifs (ROA)

4,58

4,67

6,77

-33,61

49,25

Rentabilité des capitaux propres (ROE)

10,34

11,23

17,89

-95,32

127,43

Q de Tobin

1,66

1,29

1,48

0,60

27,26

Actionnariat salarié% de detention

2,05

0,81

4,09

0

32,82

Actionnariat salarié significatif

0,12

0,02

0,25

0

1

Actionnariat salarié (muette)

0,25

0

0,45

0

1

Pourcentage administrateurs salariés

1,58

0

5,76

0

35,29

Dualité PDG

0,57

1

0,49

0

1

Structure duale

0,25

0

0,43

0

1

Actionnariat familial

0,41

0

0,490

0

1

Ancienne Entreprise publique

0,19

0

0,390

0

1

Dynamisme de l’entreprise

0,12

0,05

0,880

-1

23,71

Volatilité

5,27

3,05

7,700

0,01

72,95

Taille

14191,45

3587,89

29261,15

3,07

267989

23Le tableau 3 donne la distribution de la variable d’actionnariat salarié et on note que les salariés ne détiennent pas de capital de leur entreprise dans 20,82 % des observations. On constate également que 35,32 % des observations ont un actionnariat salarié compris entre 0 et 1 %. Au-delà de 1 % de pourcentage détenu par les salariés, on a 43,97 % des observations. Les moyennes réalisées par années et présentées en annexe 2, montrent également une progression régulière de l’actionnariat salarié significatif au sein du SBF 120.

Tableau 3 : Distribution du pourcentage de capital détenu par les salariés

Image 10000000000001DC0000008E0420A393.jpg

24Le tableau 4 présente les résultats du test de différences de moyenne selon que l’entreprise a un fort ou faible actionnariat salarié significatif. Une entreprise est considérée comme ayant un fort actionnariat significatif si en moyenne son score relatif d’actionnariat significatif est supérieur ou égal au troisième quartile (q3) de cette variable pour la population totale, soit 9 %. En ce qui concerne les variables de performance, le test de différence de moyennes montrent que les entreprises à « fort » actionnariat salarié significatif sont moins performantes que celles à « faible » actionnariat salarié significatif. De plus, les résultats révèlent que les ventes des entreprises à fort actionnariat salarié significatif croissent moins vite que celles à faible actionnariat salarié significatif.

Tableau 4 : Test de différence de moyenne selon la structure d’actionnariat significatif des entreprises

Variables

Moyennes

T student pour HO : moyenne faible AS – moyenne fort AS =0

Entreprises à faible actionnariat salarié significatif (n =90)

Entreprises à fort actionnariat salarié significatif (n =30)

Rentabilité des actifs (ROA)

4,505905

3,590903

4,1761***

Rentabilité des capitaux propres (ROE)

11,40559

9,187147

3,3141***

Q de tobin

1,789098

1,331668

14,5284***

Dynamisme de l’entreprise

0,8150803

0,0518032

4,9363***

Endettement

19,8221

21,94638

-1,4260

Volatilité

5,592612

5,325652

1,0011

Taille

9780,853

26594,05

-11,0859***

3.2. Résultats économétriques

25Les résultats de la spécification 1 de notre modèle sont présentés dans le tableau 5 (ci-après). Dans cette spécification, le lien entre actionnariat significatif et performance est étudié. Nous utilisons trois mesures de performance : la rentabilité des actifs (ROA), la rentabilité des capitaux propres et le Q de Tobin comme variables expliquées. Nous constatons tout d’abord que les différents tests spécifiés ci-dessus sont concluants pour l’ensemble de nos estimations. D’une part, le test de Hansen (P-value>0,05) ne permet pas de rejeter l’hypothèse nulle de validité des variables retardées en niveau et en différence comme instruments. D’autre part, les tests AR1 et AR2 valident le non rejet de l’hypothèse nulle d’autocorrélation des résidus de premier ordre (P-value<0,05) et l’acceptation de l’hypothèse nulle d’absence d’autocorrélation de second ordre des erreurs en différences premières (P-value>0,05). Enfin, le niveau de significativité et la valeur des coefficients des variables retardées du rendement des actifs, du rendement des capitaux propres et du Q de Tobin apportent une nouvelle justification à la spécification dynamique du modèle et confirme la nécessité d’inclure les variables retardées de performance (Wintoki et al. 2012). En effet, les valeurs passées de performance ont un impact positif sur la performance actuelle. Les tests valident l’ensemble des estimations et par conséquent, les résultats peuvent être interprétés et commentés.

  • 5 Nous avons également utilisé une mesure classique d’actionnariat salarié significatif : une variabl (...)

26Lorsque la variable expliquée est la rentabilité des actifs (ROA), on observe un effet négatif statistiquement significatif de l’actionnariat salarié significatif sur la performance (modèle 1 – beta = -6,38 ; sig. α<0,01). Ce résultat traduit l’effet négatif d’un actionnariat salarié significatif sur la performance financière (ROA). Le même impact négatif est obtenu lorsqu’on utilise la variable muette d’actionnariat salarié (modèle 2 – beta = -1,33 ; sig. α<0,1). Lorsque la variable expliquée est la rentabilité des capitaux propres (ROE), on constate également un effet négatif et statiquement négatif de l’actionnariat salarié significatif sur la performance (modèle – beta = -28,54 ; sig. α<0,01 et modèle 4 – beta = -10,00 ; sig. α<0,01). Dans les modèles 5 et 6, la variable Q de Tobin est utilisée comme variable de performance et les résultats confirment l’impact négatif d’un actionnariat salarié significatif sur la performance. En effet, le coefficient de la variable d’actionnariat salarié est négativement significatif (beta = -0,41 ; sig. α<0,05 et beta = -0,27 ; sig. α<0,01). Nos résultats d’ensemble soulignent l’impact négatif d’un actionnariat salarié significatif sur la performance des entreprises et ce quelle que soit la mesure de performance retenue ou la façon d’opérationnaliser notre variable explicative principale5. Dans la deuxième spécification, nous testons l’existence d’une variable modératrice notamment la présence d’administrateurs salariés aux instances de gouvernance. Les résultats de cette spécification sont présentés dans le tableau 6, ci-après.

Tableau 5 : Lien entre actionnariat salariat et performance : estimation panel dynamique (GMM System – Blundell Bond)

Variable dépendante

1

2

3

4

5

6

Variables Indépendantes

Return on assets

Return on assets

Return on equity

Return on equity

Q de Tobin

Q de Tobin

Return on assets t-1

0,337***

0,344***

(0,00874)

(0,00793)

Return on equity t-1

0,0444***

0,0568***

(0,00851)

(0,0129)

Q de Tobin

0,275***

0,257***

(0,00850)

(0,00639)

Act salarié significatif

-6,380***

-28,54***

-0,419**

(1,538)

(6,770)

(0,180)

Muette AS significatif

-1,334*

-10,00***

-0,272***

(0,755)

(3,273)

(0,100)

Dualité

0,999***

0,784***

2,144

2,916

0,0516

0,114***

(0,359)

(0,256)

(1,727)

(1,834)

(0,0422)

(0,0378)

Structure duale

3,014***

3,092***

10,88**

12,21***

0,246***

0,361***

(0,748)

(0,549)

(4,676)

(4,219)

(0,0909)

(0,0632)

Actionnariat familial

3,019***

2,838***

18,80***

15,80***

0,628***

0,381***

(0,751)

(0,775)

(6,249)

(4,600)

(0,134)

(0,103)

Ancienne entreprise pub

-13,57***

-11,11***

-47,74***

-25,99**

-0,405

-0,317

(3,273)

(2,971)

(13,16)

(13,21)

(0,417)

(0,310)

Croissance des ventes

0,00170***

0,00420***

0,0224***

0,0254***

0,000103*

4,38e-05

(0,000424)

(0,000476)

(0,00267)

(0,00367)

(5,37e-05)

(5,16e-05)

Endettement

-0,0123***

-0,0120***

-0,420***

-0,403***

0,000389***

0,000149**

(0,000876)

(0,000695)

(0,0502)

(0,0509)

(8,31e-05)

(6,21e-05)

Volatilité

0,0257***

0,0177*

-0,0803

0,00789

-0,00703***

0,000511

(0,00929)

(0,00964)

(0,0556)

(0,0610)

(0,00208)

(0,00194)

Taille

-0,106

0,479*

17,46***

15,98***

0,217***

0,0990***

(0,315)

(0,254)

(2,157)

(2,000)

(0,0290)

(0,0279)

Muettes années

Oui

Oui

Oui

Oui

Oui

Oui

Muettes secteurs

Oui

Oui

Oui

Oui

Oui

Oui

Observations

1443

1458

1416

1431

1453

1468

Nombre d’entreprises

119

119

118

118

119

119

Tests :

AR1 Arellano Bond

0,006

0,005

0,000

0,000

0,096

0,096

Test Arellano Bond

0,189

0,212

0,138

0,143

0,523

0,604

Test de Hansen

P =0,401

P =0,259

P =0,350

P =0,392

P =0,210

P =0,238

Nb d’instruments

91

98

91

91

81

91

Les valeurs entre parenthèses sont les écarts-types. ***, **, * représentent respectivement la significativité au seuil de 1 %, 5 % et 10*. P désigne la p-value : Une p-value supérieure à 5 %signifie que l’hypothèse nulle est acceptée pour un risque d’erreurs de première espèce de 5 %. Les variables d’actionnariat significatif, la volatilité et la taille sont supposées endogènes. Toutes les autres variables du modèle sont supposées prédéterminées et instrumentées par leurs retards d’au plus 3 périodes.

27Pour tester l’existence de variables modératrices et notamment la présence d’administrateurs représentant les actionnaires salariés, nous avons introduit dans nos régressions une variable d’interaction entre l’actionnariat salarié significatif et le pourcentage d’administrateurs actionnaires salariés (tableau 6 ci-après). Tout comme dans les résultats précédents, les tests valident notre spécification et on observe un effet négatif de l’actionnariat significatif sur la performance : rentabilité des actifs (modèle 7), rentabilité des capitaux propres (modèle 8) et le Q de Tobin (modèle 9)). En effet, le coefficient de notre variable d’actionnariat salarié significatif reste statistiquement significatif et négatif (modèle 7 : beta = -5,54 ; sig. α<0,01, modèle 8 : beta = -20,31 ; sig. α<0,01 et modèle 9 : beta = -0,68 ; sig. α<0,01). Cela traduit le fait qu’un actionnariat salarié significatif a globalement un effet négatif sur la performance. On constate également que le coefficient de la variable modératrice est statiquement significatif (modèle 7 : beta = -0,30 ; sig. α<0,1, modèle 8 : beta = 0,56 ; sig. α<0,05 et modèle 9 : beta = -0,01 ; sig. α<0,01). Par conséquent, l’effet négatif de l’actionnariat salarié significatif sur la performance est renforcé par la présence d’administrateurs représentant les actionnaires salariés. Notre deuxième hypothèse indiquait que l’effet négatif d’un actionnariat salarié significatif pouvait être amplifié par la représentation des salariés au sein des instances de gouvernance, ce que les résultats de notre étude semblent confirmer. En résumé, nos résultats montrent qu’un actionnariat salarié significatif a un impact négatif sur la performance des entreprises, ce qui est conforme avec les résultats obtenus dans les études de Faleye et al. (2006), Guedri et Hollandts (2008) et Kim et Ouimet (2014) qui montrent que des niveaux élevés d’actionnariat salarié ont globalement un effet négatif sur la performance des entreprises. Nos résultats confirment également que la présence d’administrateurs salariés au conseil d’administration renforce cet effet, et peut potentiellement renforcer l’effet d’enracinement relevé par Faleye et al. (2006) ou Aubert et al. (2014).

Tableau 6 : Lien entre actionnariat salarié significatif et performance : le rôle de la présence d’administrateurs salariés dans les instances de gouvernance

Variable dépendante

1

2

3

Variables indépendantes

Return on assets

Return on equity

Q de Tobin

Return on assets t-1

0,357***

(0,0217)

Return on equity t-1

0,0318***

(0,00424)

Q de Tobin t-1

0,266***

(0,00935)

Actionnariat salarié significatif

-5,547***

-20,31***

-0,686***

(1,297)

(3,017)

(0,106)

Interact(As sign* adm action, salariés)

-0,302*

-0,569**

-0,0177***

(0,155)

(0,289)

(0,00618)

Administrateurs action, salariés

0,0929*

0,00127

0,00117

(0,0548)

(0,0579)

(0,00146)

Actionnariat familial

-0,206

16,75***

0,262*

(1,118)

(3,342)

(0,139)

Dualité

1,801***

-0,485

0,0646

(0,440)

(0,790)

(0,0419)

Structure duale

4,011***

9,890***

0,479***

(0,871)

(2,582)

(0,106)

Ancienne entreprise publique

-11,53***

-31,61***

-1,506***

(2,599)

(7,784)

(0,309)

Croissance des ventes

0,00130***

0,0272***

7,09e-05

(0,000463)

(0,00218)

(5,28e-05)

Endettement

-0,0147***

-0,417***

0,000167*

(0,00105)

(0,0204)

(8,89e-05)

Volatilité

0,0502***

-0,0469

0,00167**

(0,00917)

(0,0377)

(0,000848)

Taille

-0,669*

16,35***

0,149***

(0,407)

(0,841)

(0,0435)

Muettes années

Oui

Oui

Oui

Muettes secteurs

Oui

Oui

Oui

Observations

1442

1415

1452

Nombre d’entreprises

119

118

119

Tests:

Test AR1 d’Arellano - Bond

0,005

0,000

0,099

Test AR2 d’Arellano - Bond

0,118

0,121

0,552

Test de Hansen

0,626

0,274

0,165

Nb d’instruments

90

107

90

Les valeurs entre parenthèses sont les écarts-types. ***, **, * représentent respectivement la significativité au seuil de 1 %, 5 % et 10*. P désigne la p-value : Une p-value supérieure à 5 %signifie que l’hypothèse nulle est acceptée pour un risque d’erreurs de première espèce de 5 %. Les variables d’actionnariat salarié significatif, la taille, la volatilité et la variable interactive sont supposées endogènes. Toutes les autres variables du modèle sont supposées prédéterminées et instrumentées par leurs retards d’au plus 3 périodes.

4. Discussion

28L’actionnariat salarié est un phénomène en constante augmentation qui tend à se généraliser dans les entreprises cotées. Deux chiffres résument ce constat empirique : (1) seules 25 entreprises du SBF 120 ne comptent pas de salariés au sein de leur capital (2) 20 % des entreprises de cet indice ont comme premier actionnaire leurs salariés à fin 2014 et ce ratio monte même à 28 % si on intègre les salariés comme second actionnaire le plus important. A cela s’ajoute, la représentation de ces mêmes actionnaires salariés, rendue obligatoire depuis la loi du 30 décembre 2006 et qui est effective dans 21 entreprises de l’indice (soit 18 %). Par conséquent, les actionnaires salariés apparaissent de plus en plus en mesure de peser significativement sur la gouvernance et les choix stratégiques majeurs des entreprises. C’est un phénomène inédit dans l’histoire du capitalisme actionnarial et dans la gouvernance des entreprises modernes. Jusqu’à présent, les entreprises étaient caractérisées par la séparation propriété/contrôle, qui supposait explicitement la divergence d’intérêts entre des actionnaires externes et des managers internes. L’actionnariat salarié bouscule ce schéma classique en faisant la promotion d’un actionnariat interne potentiellement décisif, et réputé proche des dirigeants en place. Certains auteurs soulignent à ce titre le risque d’un véritable enracinement bilatéral (des dirigeants et des salariés), potentiellement nuisible pour les autres actionnaires (Faleye et al.2006).

29Dans le cadre de cette recherche, nous avons analysé les effets induits par un actionnariat salarié significatif sur la performance des entreprises cotées appartenant à l’indice SBF 120 sur la période 2000-2014. Cette période d’observation nous permet à la fois d’intégrer les effets des différentes lois relatives à l’épargne salariale, les différentes lois et codes de gouvernance ainsi que la période essentielle de développement de l’actionnariat salarié. Il est à noter que le contexte relatif à l’actionnariat salarié est relativement favorable sur la période d’observation. Cependant, le relèvement du forfait social en 2012 (à 20 %) est venu limiter l’intérêt des mécanismes d’actionnariat salarié. Par ailleurs, l’effet des différentes crises économiques et financières est également palpable en venant réduire la valorisation des portefeuilles d’actionnariat salarié. Cependant les entreprises n’ont pas hésité à se tourner lors des dernières années vers leurs salariés pour renforcer leurs fonds propres6.

30Nous situons les apports de cette recherche à trois niveaux. D’une part, nous focalisons notre étude sur les niveaux significatifs d’actionnariat salarié qui constituaient un « angle mort » de la recherche sur ce sujet. Deuxièmement, à l’instar d’un récent article de Balsmeier et al. (2013), nous avons proposé et testé une mesure du « pouvoir » et du rapport de force potentiel des actionnaires salariés au sein de la structure de capital des entreprises concernées. Nous avons pris également le soin d’inclure la représentation potentielle des actionnaires salariés au sein des organes de gouvernance dans notre analyse qui est susceptible d’amplifier les effets induits (Ginglinger et al.2011 ; Guedri et Hollants, 2008). Enfin, notre dernière contribution est plutôt d’ordre méthodologique puisque nous avons opté pour un modèle en panel dynamique (GMM en deux étapes - Blundell et Bond, 1998) afin de mieux spécifier la relation et d’écarter le problème récurrent d’endogénéité potentielle et de variables omises entre l’actionnariat salarié et la performance des entreprises (Wintoki et al. 2012).

31Nos résultats d’ensemble soulignent un impact négatif de l’actionnariat salarié significatif sur la performance des entreprises. Ces résultats démontrent le « côté obscur » de l’actionnariat salarié (Faleye et al. 2006) lorsque les salariés participent de manière importante au capital et à la gouvernance de l’entreprise. Kim et Ouimet (2014) ont récemment montré que les effets positifs de l’actionnariat salarié diminuent et peuvent même disparaitre pour des niveaux importants d’actionnariat salarié. De ce point de vue, nos résultats semblent mettre en évidence la présence de niveaux « excessifs » d’actionnariat salarié au-delà desquels les effets négatifs se manifestent ou deviennent dominants (Aubert et al.2014). Les résultats de nos estimations GMM soulignent de manière constante et robuste la présence d’effets négatifs sur la performance des entreprises (cf tableau 5). Nos résultats doivent cependant être resitués par rapport aux dernières études examinant le lien actionnariat salarié – performance (Kim et Patel 2016 ; O’Boyle et al. 2016). En effet, les résultats de la méta-analyse d’O’Boyle et al. 2016) soulignent un faible effet positif de l’actionnariat salarié sur la performance (O’Boyle et al. 2016). L’étude de Kim et Patel (2017) porte sur 31 pays européens (dont la France) et 1797 entreprises (de 2006 à 2014). Ils mobilisent une technique de décomposition de variance et montrent que l’effet unique de l’actionnariat salarié, pris isolément sur la performance est non significatif. En revanche, l’effet combiné des différents niveaux d’analyse (entreprise, industrie, pays et année) permet de faire ressortir des effets positifs plus importants. Ils ne relèvent pas d’effet significatif pour les 223 entreprises françaises incluses dans leur échantillon. Ces deux études récentes démontrent que le contexte est susceptible d’avoir une influence importante sur la relation actionnariat salarié/performance. Notre étude, en se focalisant sur des entreprises spécifiques et très peu étudiées permet ainsi de mettre en évidence des effets différenciés suivant les niveaux d’actionnariat salarié observés. Une question essentielle est alors de savoir comment et pourquoi la relation positive habituellement observée entre actionnariat salarié et performance peut devenir négative dans le cadre de notre étude. Une partie de la littérature souligne que les effets négatifs de l’actionnariat salarié peuvent être supérieurs aux effets positifs habituellement observés. Ces effets négatifs sont constitués de l’augmentation sensible des coûts d’agences engendrés mécaniquement par la progression de l’actionnariat salarié (Park et Song 1995 ; Faleye et al. 2006 ; Kim et Ouimet, 2014). Concrètement, cela peut se traduire par une volonté des actionnaires salariés de réaliser moins d’investissements ou des investissements moins productifs mais cela peut également se concrétiser par des politiques d’augmentations de salaires ou de maintien d’emploi alors que d’autres décisions stratégiques, plus drastiques, pourraient être requises. Ainsi le risque potentiel (pour les actionnaires « externes ») est de voir se concrétiser une situation d’enracinement bilatéral (Faleye et al. 2006) où les actionnaires salariés protègeraient les dirigeants du risque d’éviction en contrepartie de politique d’emploi ou salariales généreuses (Cronqvist et al. 2009). Les dirigeants peuvent en effet être tentés « d’acheter » le soutien des actionnaires salariés (Kim et Ouimet, 2014) par le biais de politiques salariales et sociales dispendieuses (Cronqvist et al. 2009). Dès lors, les actionnaires peuvent être lésés en raison du risque de moindre valorisation voire de destruction de la valeur actionnariale (Kim et Ouimet 2014, Faleye et al. 2006).

32Par ailleurs, nous avons également testé l’effet additionnel de la représentation des actionnaires salariés au conseil d’administration ou de surveillance, rendue obligatoire depuis la loi du 30/12/2006. Nos résultats montrent que l’effet négatif de l’actionnariat salarié significatif sur la performance est amplifié par la présence d’administrateurs salariés au conseil d’administration/conseil de surveillance. Ce résultat est d’autant plus important dans le contexte français que les pouvoirs publics interviennent depuis plusieurs années pour renforcer la représentation des actionnaires salariés. L’étude de Ginglinger et al. (2011) soulignait que la présence de représentant des actionnaires salariés était à minima neutre mais leur étude portait sur une période plus étroite que la nôtre. Par ailleurs l’étude de Guedri et Hollandts (2008) faisait état de relations non significatives à ce niveau et d’une période d’étude antérieure à la loi de 2006 (de 2000 à 2005).

33Nos résultats d’ensemble soulignent sans doute l’impact de la promotion des intérêts particuliers des actionnaires salariés. En effet, la présence significative des salariés au capital, agrémentée d’une représentation potentielle au conseil a globalement un impact négatif sur la performance des entreprises. Sur ce plan, la littérature souligne depuis quelques années le risque de collusion et d’enracinement bilatéral des dirigeants et des actionnaires salariés, qui pourrait conduire in fine à une destruction de valeur actionnariale (Faleye et al. 2006 ; Pagano et Volpin, 2005 ; Guedri et Hollandts, 2008 ; Aubert et al. 2014 ; Kim et Ouimet, 2014). Gamble (2000) souligne par exemple que la présence significative d’actionnaires salariés a un effet négatif sur l’intensité des investissements en recherche et développement et en innovation, ce que l’étude de Faleye et al. (2006) a démontré empiriquement sur plusieurs mesures.

34Nous pouvons cependant relever quelques limites à notre étude empirique, qui constituent des voies de recherche ultérieures. Nous n’avons pas jusqu’à présent intégré le type d’actionnaire dans le cadre de notre étude et notamment l’orientation court-terme/long-terme des différents types d’actionnaires. Notre étude ne permet pas de capturer les stratégies d’alliances objectives ou subjectives entre actionnaires salariés et dirigeants. Enfin, concernant notre mesure d’actionnariat salarié, elle est potentiellement influencée par des mesures contextuelles comme la fréquence des opérations d’actionnariat salarié. Sur un plan méthodologique et économétrique, les perspectives ouvertes par l’étude de Kim et Patel (2017) semblent très intéressantes. L’effet de l’actionnariat salarié est difficile à isoler et caractériser de façon précise et les techniques de décomposition de la variance constituent une piste prometteuse de recherche. Un prolongement de notre étude pourrait permettre d’inclure l’effet du secteur d’activité qui a un effet significatif sur la performance (Kim et Patel, 2017 :253). Notre étude comporte certes des variables de contrôle sectorielles mais ces techniques pourraient nous permettre d’affiner nos résultats à l’avenir. Nous entendons ainsi enrichir notre analyse à l’avenir en intégrant des variables additionnelles et en mobilisant d’autres techniques économétriques afin d’affiner les relations observées dans le cadre de cet article.

Conclusion

35La littérature souligne les effets ambivalents de l’actionnariat salarié sur la performance des entreprises et notre étude entend contribuer à cette question en se focalisant sur des niveaux significatifs d’actionnariat salarié. Les actionnaires salariés tendent à devenir des acteurs majeurs de la gouvernance des entreprises et il est désormais nécessaire de s’interroger sur les conséquences de ce développement inexorable. Nous proposons une mesure de l’actionnariat salarié significatif qui permet de capturer la marge de manœuvre et le pouvoir effectif dont disposent les actionnaires salariés sur la gouvernance et la performance des entreprises. L’utilisation d’un modèle de panel dynamique permet de traiter l’endogénéité potentielle entre actionnariat salarié et performance et une meilleure spécification de la relation étudiée (Wintoki et al. 2012). Nos résultats d’ensemble soulignent l’effet négatif de l’actionnariat salarié significatif sur la performance des entreprises cotées françaises. Ce résultat rejoint celui de Faleye et al. (2006) et plus récemment celui de Kim et Ouimet (2014) ou Aubert et al. (2014) qui montrent que des niveaux significatifs voire excessifs d’actionnariat salarié ont un effet négatif sur la performance des entreprises. Nos résultats montrent également que l’impact négatif de l’actionnariat salarié significatif est renforcé par la présence d’administrateurs salariés au conseil d’administration (conseil de surveillance). Au-delà, nos résultats interrogent sur l’impact global de l’actionnariat salarié, qui, sur le long terme, se développe de façon constante. A l’avenir, les actionnaires salariés seront-ils en mesure de mieux se mobiliser et de favoriser encore plus l’expression de leurs intérêts, notamment en assemblée générale ? Devra-t-on prendre la mesure de cet impact négatif et limiter leur expression (par des actions sans droits de vote) ? Voilà, sans doute de nouvelles pistes de réflexions pour le législateur comme pour les acteurs concernés.

Wooldridge, J.M. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. MIT Press.

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Bibliographie

Arellano, M., et Bond, S. (1991). Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations, Review of Economic Studies, vol. 58, n° 2, p. 277297.

Aubert, N., Garnotel, G., Lapied, A., et Rousseau, P. (2014). Employee Ownership: A Theoretical and Empirical Investigation of Management Entrenchment vs. Reward Management, Economic Modelling, vol. 40, p. 423434.

Aubert N., et Rapp T. (2010). Employees’ Investment Behavior in a Company Based Savings Plan, Finance, vol. 31, n° 1, p. 5-32.

Balsmeier B., Bermig A., et Dilger A., 2013, Corporate Governance and Employee Power in the Boardroom: An Applied Game Theoretic Analysis, Journal of Economic Behavior and Organization, vol. 91, p. 51–74

Beard, D.W., et Dess, G.G. (1981). Corporate-Level Strategy, Business-Level Strategy, and Firm Performance, Academy Of Management Journal, vol. 24, n° 4, p. 663688.

Benartzi, S., Thaler, R.H., Utkus, S.P., et Sunstein, C.R. (2007). The Law and Economics of Company Stock In 401(K) Plans, Journal of Law and Economics, vol. 50, n° 1, p. 4579.

Ben-Ner, A., et Jones, D. C. (1995). Employee Participation, Ownership, and Productivity: A Theoretical Framework, Industrial Relations: A Journal of Economy and Society, vol. 34, n° 4, p. 532554.

Blundell, R., et Bond, S. (1998). Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Panel Data Models, Journal of Econometrics, vol. 87, n° 1, p. 115143.

Bova F., Dou Y., et Hope O-K, 2015, Employee Ownership And Firm Disclosure, Contemporary Accounting Research, vol. 32 n° 2, p. 639–673.

Brown, S., Fakhfakh, F., et Sessions, J. G. (1999). Absenteeism and Employee Sharing: An Empirical Analysis Based On French Panel Data, 1981-1991, Industrial & Labor Relations Review, vol. 52, n° 2, p. 234251.

Buchko, A.A. (1992). Employee Ownership, Attitudes, and Turnover: An Empirical Assessment, Human Relations, vol. 45, n° 7, p. 711733.

Buchko, A.A. (1993). The Effects of Employee Ownership on Employee Attitudes: An Integrated Causal Model and Path Analysis, Journal of Management Studies, vol. 30, n° 4, p. 633657.

Chaplinsky, S., et Niehaus, G. (1994). The Role of ESOPs in Takeover Contests, Journal of Finance, vol. 49, n° 4, p. 1451‑1470.

Charreaux, G. (1991). Structure de propriété, relation d’agence et performance financière, Revue Economique, vol. 42, n° 3, p. 521‑552.

Craswell, A.T., Taylor, S.L., et Saywell, R.A. (1997). Ownership Structure and Corporate Performance: Australian Evidence, Pacific-Basin Finance Journal, vol. 5, n° 3, p. 301‑323.

Cronqvist, H., Heyman, F., Nilsson, M., Svaleryd, H., et Vlachos, J. (2009). Do Entrenched Managers Pay Their Workers More? Journal of Finance, vol. 64, n° 1, p. 309-339.

Demsetz, H., et Villalonga, B. (2001). Ownership Structure and Corporate Performance, Journal of Corporate Finance, vol. 7, p. 209–233

Desbrières P. (1997), Le rôle de l’actionnariat des salariés non-dirigeants dans le système de gouvernement de l’entreprise in G. Charreaux (ed.), Le Gouvernement des entreprises, Coll. Recherche en Gestion, Economica.

Desbrières, P. (2002). Les actionnaires salariés, Revue Française De Gestion, vol. 141, n° 5, p. 255‑281.

Faleye, O., Mehrotra, V., et Morck, R. (2006). When Labor Has A Voice In Corporate Governance, Journal of Financial and Quantitative Analysis, vol. 41, n° 3, p. 489–510.

FEAS, Fédération Européenne De l'Actionnariat Salarié (2015). Recensement Annuel de L’actionnariat Salarié Dans Les Pays Européens 2014. FEAS

French, J.L. (1987). Employee Perspective on Stock Ownership: Financial Investment or Mechanism of Control, Academy of Management Review, vol. 12, n° 3, p. 427435.

Gamble, J.E. (2000). Management Commitment to Innovation and ESOP Stock Concentration, Journal of Business Venturing, vol. 15, n° 5–6, p. 433447.

Ginglinger, E., Megginson, W., et Waxin, T. (2011). Employee Ownership, Board Representation, and Corporate Financial Policies, Journal of Corporate Finance, vol. 17, n° 4, p. 868887.

Gordon, L.A., et Pound, J. (1990). Esops and Corporate Control, Journal of Financial Economics, vol. 27, n° 2, p. 525555.

Guedri, Z., et Hollandts, X. (2008). Beyond Dichotomy: The Curvilinear Impact Of Employee Ownership On Firm Performance, Corporate Governance: An International Review, vol. 16, n° 5, p. 460474.

Guery L. et Pendleton A. (2016). Do Investments In Human Capital Lead To Employee Share Ownership? Evidence from French Establishments, Economic and Industrial Democracy, vol. 37, n° 3, p. 567-591.

Hollandts, X., et Guedri, Z. (2008). Les salariés capitalistes et la performance de l’entreprise, Revue Française De Gestion, vol. 183, n° 3, p. 35‑50.

Heinfeldt J., et Curcio R.C. (1997). Employee Management Strategy, Stakeholder-Agency Theory and the Value of the Firm, Journal of Financial and Strategic Decision Making, vol. 10, n° 1, p. 6775.

Jensen, M.C., et Meckling, W.H. (1976). Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure, Journal of Financial Economics, vol. 3, n° 4, p. 305360.

Jensen, M.C., et Meckling, W.H. (1979). Rights and Production Functions: An Application to Labor-Managed Firms and Codetermination, Journal of Business, vol. 52, n° 4, p. 469506.

Jones, D.C., et Kato, T. (1995). The Productivity Effects of Employee Stock-Ownership Plans and Bonuses: Evidence from Japanese Panel Data, American Economic Review, vol. 85, n° 3, p. 391414.

Kaarsemaker E., Pendleton A, et Poutsma E. (2010). Employee Shareownership In: A. Wilkinson, M. Marchington, P. Gollan, D. Lewin, Oxford Handbook of Participation in Organisations, Oxford University Press.

Kim, E.H., et Ouimet, P. (2014). Broad-Based Employee Stock Ownership: Motives and Outcomes, Journal of Finance, vol. 69, n° 3, p. 12731319.

Kim K. et Patel P (2017). Employee Ownership and Firm Performance: A Variance Decomposition Analysis of European Firms, Journal of Business Research, vol. 70, p. 248–254

Klein, K.J. (1987). Employee Stock Ownership and Employee Attitudes: A Test of Three Models, Journal of Applied Psychology, vol. 72, n° 2, p. 319332.

Kruse, D. (2002). Research Evidence on Prevalence and Effects of Employee Ownership, Journal of Employee Ownership Law and Finance, vol. 14, n° 4, p. 65-90.

Kruse, D.L., Freeman, R.B., et Blasi, J.R. (2010). Shared Capitalism At Work: Employee Ownership, Profit And Gain Sharing, And Broad-Based Stock Options, University Of Chicago Press.

Livingston, D.T., et Henry, J.B. (1980). The Effect of Employee Stock Ownership Plans on Corporate Profits, Journal of Risk & Insurance, vol. 47, n° 3, p. 491‑505.

Mard, Y., Marsat, S., et Roux, F. (2014). Structure de l’actionnariat et performance financière de l’entreprise  : le cas français, Finance Contrôle Stratégie, vol. 17, n° 4, p. 59-83.

Margaritis, D., et Psillaki, M. (2010). Capital Structure, Equity Ownership and Firm Performance. Journal of Banking & Finance, vol. 34, n° 3, p. 621632.

Mauri, A. J., et Michaels, M.P. (1998). Firm and Industry Effects within Strategic Management: An Empirical Examination, Strategic Management Journal, vol. 19, n° 3, p. 211219.

National Center For Employee Ownership (NCEO) (2014) Data Available On Http://www.nceo.org/library/eo_stat.html.

O’Boyle E., Patel P. et Gonzales-Mulé E. (2016). Employee Ownership and Firm Performance: A Meta-Analysis, Human Resource Management Journal, vol. 26, n° 4, p. 425–448.

Pagano, M., et Volpin, P.F. (2005). Managers, Workers, and Corporate Control, Journal of Finance, vol. 60, n° 2, p. 841868.

Park, S., et Song, M.H. (1995). Employee Stock Ownership Plans, Firm Performance, and Monitoring By Outside Blockholders, Financial Management, vol. 24, n° 4, p. 52‑65.

Pierce, J.L., Rubenfeld, S.A., et Morgan, S. (1991). Employee Ownership: A Conceptual Model of Process and Effects, Academy of Management Review, vol. 16, n° 1, p. 121144.

Rauh, J.D. (2006). Own Company Stock in Defined Contribution Pension Plans: A Takeover Defense? Journal of Financial Economics, vol. 81, n° 2, p. 379410.

Robinson, A.M., et Wilson, N. (2006). Employee Financial Participation and Productivity: An Empirical Reappraisal. British Journal of Industrial Relations, vol. 44, n° 1, p. 3150.

Rose, C. (2005). The Composition of Semi-Two-Tier Corporate Boards and Firm Performance, Corporate Governance: An International Review, vol. 13, n° 5, p. 691–701

Rosen, C.M., Klein, K.J., et Young, K.M. (1986). Employee Ownership in America: The Equity Solution.

Sahut, J.-M., et Gharbi, H.O. (2011). Institutional Investors’ Typology and Firm Performance: The Case of French Firms, International Journal of Business, vol. 15, n° 1, p. 1083-1111

Semadeni, M., Withers, M.C., et Certo, T.S. (2014). The Perils of Endogeneity and Instrumental Variables in Strategy Research: Understanding through Simulations. Strategic Management Journal, vol. 35, n° 7, p. 10701079.

Sraer, D.A., et Thesmar, D. (2006). Performance And Behavior Of Family Firms: Evidence From The French Stock Market (SSRN Scholarly Paper No. ID 925415).

Thomsen, S., et Pedersen, T. (2000). Ownership Structure and Economic Performance in the Largest European Companies, Strategic Management Journal, vol. 21, n° 6, p. 689‑705.

Trébucq, S. (2002). L’actionnariat salarié dans les entreprises familiales du SBF250 : un outil de création de valeur  ? Revue Finance Contrôle Stratégie, vol. 5, n° 4, p. 107‑135.

Wilson, N., et Peel, M.J. (1991). The Impact on Absenteeism and Quits Of Profit-Sharing and Other Forms of Employee Participation, Industrial & Labor Relations Review, vol. 44, n° 3, p. 454468.

Wintoki, M.B., Linck, J.S., et Netter, J.M. (2012). Endogeneity and the Dynamics of Internal Corporate Governance, Journal of Financial Economics, vol. 105, n° 3, p. 581606.

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Annexe

Annexe 1 : Top 20 des entreprises affichant les plus fort taux d’actionnariat salarié à fin 2014 – SBF 120

Entreprise

Taux AS

Présence d’administrateur salarié

EIFFAGE

25,3

1

BOUYGUES

23,31

1

SAFRAN

14,37

1

VINCI

10,4

1

ESSILOR

8,2

1

SAINT GOBAIN

7,5

1

VALLOUREC

7,37

0

TF1

6,9

0

AIR FRANCE-KLM

6,8

0

GROUPE STERIA SCA

6,5

1

CAP GEMINI

6,2

0

SOPRA GROUP

5,7

0

ORANGE

5,08

1

TOTAL

4,6

0

VICAT

4,45

0

ARKEMA

4,4

1

SCHNEIDER ELECTRIC

4,01

0

VIVENDI

3,54

0

SUEZ ENVIRONNEMENT

3,46

1

SEB

3,46

0

Annexe 2 : Progression de l’actionnariat salarié dans la gouvernance des société du SBF 120 2000-2014) – moyenne par année

Image 1000000000000178000001CC0AF6EF63.jpg

Annexe 3 : Matrice de corrélation des variables

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

1.ROA

1.0000

2.Q de Tobin

0.0779*

1.0000

3.Act salarié significatif

0.0002

-0.0683*

1.0000

4.Pourc Adm salariés élus

-0.0061

-0.0379

-0.0255

1.0000

5.Dual

-0.0702*

0.0341

0.0510*

0.1267*

1.0000

6.Structure duale

0.0496*

-0.0057

-0.0114

-0.0961*

-0.6915*

1.0000

7.Act familial

0.0837*

0.0736*

-0.2318*

-0.2343*

-0.0521*

0.0788*

1.0000

8.Etp pub

-0.0088

-0.0385

0.0635*

0.5253*

0.0542*

-0.1273*

-0.3547*

1.0000

9.Ventes

0.0175

-0.0100

-0.0150

-0.0088

0.0180

-0.0090

-0.0171

0.0472*

1.0000

10.Endettement

-0.1172*

-0.0908*

0.0000

0.0367

-0.0267

0.0382

0.0010

0.0108

0.0079

1.0000

11.Taille

-0.0286

-0.0738*

0.2240*

0.4912*

0.0882*

-0.0972*

-0.2188*

0.3998*

-0.0141

0.0683*

1.0000

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Notes

1 Seulement 25 entreprises sur les 120 composants le SBF 120 ne compte aucune participation des salariés au capital à fin 2014.

2 A fin 2014, 23 entreprises du SBF120 (soit 19,2 % de l’échantillon) dépassent ce seuil déclenchant automatiquement la représentation des actionnaires salariés.

3 Cette étude s’est intéressée à l’impact de la représentation des salariés sur la période 1998-2008. Les auteurs ne trouvent pas d'incidence significative des administrateurs élus par les salariés sur la performance.

4 A des fins de vérification et de robustesse, nous avons également construit une variable muette à partir de ce score relatif qui vaut 1 si le score relatif d’actionnariat salarié significatif est supérieur ou égal au troisième quartile (q3) de cette variable pour l’échantillon total, soit de 9 % et 0 sinon.

5 Nous avons également utilisé une mesure classique d’actionnariat salarié significatif : une variable muette qui vaut 1 lorsque le niveau d’actionnariat des salariés est supérieur à 3 %. Les résultats restent globalement stables.

6 http://business.lesechos.fr/directions-financieres/financement-et-operations/valorisation/02163520165-actionnariat-salarie-les-entreprises-du-sbf120-continuent-sur-leur-lancee-111040.php

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Pour citer cet article

Référence électronique

Siessima Djibril Toe, Xavier Hollandts et Bertrand Valiorgue, « La « face cachée » de l’actionnariat salarié : Etude empirique sur l’indice SBF 120 (2000-2014) », Finance Contrôle Stratégie [En ligne], 20-1 | 2017, mis en ligne le 27 avril 2017, consulté le 23 septembre 2017. URL : http://fcs.revues.org/1914 ; DOI : 10.4000/fcs.1914

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Auteurs

Siessima Djibril Toe

Université Clermont Auvergne, CRCGM (Chaire Alter-Gouvernance)

Xavier Hollandts

KEDGE & CRCGM (Chaire Alter-Gouvernance)

Bertrand Valiorgue

Université Clermont Auvergne, CRCGM (Chaire Alter-Gouvernance)

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Droits d’auteur

Tous droits réservés

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