1 Bien que le taux de représentation des femmes dans les entreprises ait augmenté ces dernières décennies, il semble toujours exister un manque de diversité au sein des entreprises, en Belgique comme à l’étranger (S. Belghiti-Mahut et A.L. Lafont, 2010 ; C.L. Dezsó et D.G. Ross, 2012). Ainsi, seulement 2,5 % des dirigeants les mieux rémunérés parmi un large échantillon d’entreprises américaines sont des femmes (M. Bertrand et K.F. Hallock, 2001). En Belgique, 56 % des sociétés de plus de 10 personnes ne comptent pas de femmes dans leurs organes de direction. Ces quelques faits posent la question de la diversité en termes de genre au sein des entreprises (M. Brasseur, 2012).
2 D’après P. Terramorsi et al. (2009), la diversité contribuerait à faire face à la pénurie de talents, favoriserait l’innovation et la créativité, améliorerait l’image de l’entreprise et son climat social et permettrait de mieux se rapprocher des clients. En tentant de favoriser l’équité et certaines minorités visibles (femmes, personnes handicapées, …), la gestion de la diversité constituerait l’un des enjeux de la responsabilité sociale des entreprises (D. Beaupré et al., 2008 ; J. Igalens et N. Tahri, 2010). Elle répondrait aussi à des préoccupations économiques en aidant les entreprises à être plus efficaces et à mieux valoriser leurs ressources humaines (A. Cornet et P. Warland, 2008). La gestion de la diversité pourrait donc être perçue comme un gage de performance. De nombreuses études ont tenté de déterminer l’impact des femmes au sein des organes de direction mais leurs conclusions divergent. Cette relation entre gestion de la diversité et performance semble pourtant mise en avant par les DRH interrogés par la Cegos (2011) : ils mentionnent l’accroissement de la performance économique comme premier objectif de l’implantation d’une politique diversité mais reconnaissent que la mesure de cette relation reste assez complexe. Notre étude tentera de déterminer les relations entre la présence de femmes dans les organes de direction et la performance économique et boursière.
3 Notre recherche est la première à s’intéresser au cas des entreprises belges, la plupart des études portant sur des entreprises anglo-saxonnes ou européennes. Elle est également l’une des rares à examiner conjointement l’influence des femmes dans les organes de direction et de contrôle. Notre travail s’organise en cinq parties. La revue de la littérature comporte les deux premières parties où seront abordées la relation entre la performance et la présence de femmes dans le conseil d’administration ou dans le conseil de direction, de même que la relation entre la performance et la diversité de genre. Les hypothèses de recherche sont ensuite développées dans la troisième partie. La quatrième partie sera consacrée à la description de l’échantillon et à la méthodologie utilisée. Enfin, les résultats et la discussion seront présentés dans la dernière partie.
1. Présence de femmes dans le conseil d’administration et performance de l’entreprise
4 Aux États-Unis, D.A. Carter et al. (2003) ont observé que la présence de femmes dans le conseil d’administration d’entreprises du Fortune 1000 permet d’augmenter la performance de l’entreprise ainsi que la présence de minorités dans les hautes fonctions. En 2010, D.A. Carter et al. arrivent à une conclusion analogue en étudiant 641 entreprises du Fortune 500. Selon eux, c’est le pourcentage de femmes dans le conseil d’administration qui influence la performance, et non l’inverse. Les femmes ne sont donc pas de simples substituts à d’autres administrateurs, mais apportent réellement une valeur supplémentaire à l’entreprise. Cependant, lorsque le Q de Tobin est utilisé comme mesure de performance, aucune relation significative – positive ou négative – ne peut être dégagée.
5 En étudiant la diversité en termes de genre au sein des conseils d’administration de 112 grandes entreprises publiques américaines, N.L. Erhardt et al. (2003) constatent que la diversité au sein du conseil d’administration est positivement liée au ROA et au ROI. Inversement, l’étude de K.A. Farrell et P.L. Hersch (2003), basée sur 300 entreprises issues du Fortune 500, n’arrive pas à prouver que les conseils d’administration plus diversifiés performent mieux. Plus récemment, R.B. Adams et D. Ferreira (2009) ont analysé le lien entre la présence féminine dans les conseils d’administration et la performance des entreprises du S & P 500, S & P MidCaps et S & P SmallCaps. Ils concluent qu’une diversité de genre importante conduit souvent à une surveillance du CEO qui risque de faire chuter la performance de l’entreprise. La présence de femmes dans les conseils d’administration n’apporterait donc en moyenne aucune valeur supplémentaire à l’entreprise.
6 En Europe, T. Randøy et al. (2006) montrent que la proportion de femmes dans le conseil d’administration des 500 plus grandes entreprises danoises, norvégiennes et suédoises, n’a aucun effet significatif sur la performance économique et de marché. En analysant un échantillon d’entreprises non financières cotées à la Bourse d’Oslo, Ø. Bøhren et R.Ø. Strøm (2007) observent une relation négative entre la proportion de femmes et la performance. Les conseils d’administration petits et homogènes performeraient donc mieux. S. Tacheva et M. Huse (2006) notent également que le nombre de femmes administratrices est négativement lié à la performance. En analysant 68 entreprises non financières cotées à la Bourse de Madrid, K. Campbell et A. Minguez-Vera (2008) concluent que ce n’est pas la présence de femmes en elle-même qui affecte de manière significative la performance d’une entreprise, mais plutôt la diversité de son conseil d’administration. Il est donc plus efficace d’avoir un équilibre entre les hommes et les femmes dans le conseil d’administration. Contrairement à la plupart de leurs pairs, K. Campbell et A. Minguez-Vera (2008) ont testé la causalité et constatent que c’est la présence de femmes administratrices qui affecte réellement la performance. Enfin, en étudiant la relation entre la performance de 116 entreprises allemandes cotées sur Euronext Amsterdam et la présence de femmes dans le conseil d’administration, M. Luckerath-Rovers (2010) observe que les entreprises ayant des femmes dans leur conseil d’administration ont un ROE, un ROS et un ROIC significativement supérieurs à leurs homologues. Toutefois, la causalité n’est pas prouvée. À contrario, en analysant 102 entreprises allemandes cotées sur Euronext Amsterdam et 84 entreprises danoises cotées à la Bourse de Copenhague, J. Marinova et al. (2010) n’ont pu démontrer que les entreprises ayant au moins une femme dans leur conseil d’administration sont plus performantes.
2. Présence de femmes dans le comité de direction et performance de l’entreprise
7 Aux États-Unis et au Canada, R. Adler (2001) observe que les entreprises du Fortune 500 ayant un grand nombre de femmes dans les instances de direction surperforment par rapport à l’entreprise médiane de l’industrie. De plus, les entreprises ayant un score très élevé dans la promotion des femmes sont à chaque fois plus rentables que celles ayant un score simplement bon. L’auteur attire l’attention sur le fait que corrélation ne signifie pas causalité.
8 Selon lui, bien qu’il soit certain qu’il existe un lien entre la présence de femmes dans l’équipe dirigeante et la performance des entreprises, il peut être postulé que ce sont les entreprises les plus performantes qui tentent de promouvoir les femmes dans leurs instances et non l’inverse. Par conséquent, les firmes qui ont promu le plus de femmes étaient peut-être plus performantes que les autres auparavant. Mais si c’était le cas, la nomination de femmes à des postes de dirigeant n’a pas entaché leur rentabilité et dans le cas contraire, leur présence n’a fait qu’améliorer la performance financière de ces organisations (S. Landrieux-Kartochian, 2004).
9 En étudiant des entreprises du Fortune 500, Catalyst (2004, 2007) observe des ROE et TSR supérieurs pour les entreprises ayant un pourcentage important de femmes dans leur top management. De leur côté, C. Francoeur et al. (2007) ont divisé un échantillon constitué des 500 plus grandes entreprises canadiennes en trois groupes en fonction du pourcentage de femmes afin de comparer leurs performances. En utilisant une analyse univariée, les auteurs ne relèvent pas de différence significative entre les groupes diversifiés et homogènes. Cependant, une analyse multivariée montre que dans des environnements complexes, les entreprises ayant davantage de femmes dans leur top management génèrent des rendements anormaux positifs et significatifs.
10 En utilisant un panel de données d’équipes dirigeantes d’entreprises du S & P 1500 sur 15 ans, C.L. Dezsó et D.G. Ross (2012) notent que le Q de Tobin, mesurant la performance des entreprises, serait supérieur de 1,19 % suite à la présence de femmes dans le top management. Plus la stratégie d’une entreprise est centrée sur l’innovation, plus la représentation de femmes dans le top management accroît la performance.
11 Si l’intensité de l’innovation est nulle, la présence de femmes dans l’équipe dirigeante n’a pas d’effet statistiquement significatif sur la performance de l’entreprise. Cette corrélation peut s’expliquer par le fait que les femmes permettent d’accroître la diversité au sein de l’équipe. Or cette dernière apporte une créativité plus grande, importante pour les entreprises dans lesquelles la stratégie est basée sur l’innovation.
12 En Europe, N. Smith et al. (2005) notent que la diversité dans le top management pour 2500 plus grandes entreprises danoises a un effet positif ou nul en fonction de l’indicateur de performance utilisé. Selon eux, c’est la présence de femmes qui affecte la performance et pas l’inverse. A. Kotiranta et al. (2007) observent que la présence de femmes dans le comité de direction d’entreprises finlandaises est corrélée avec la performance financière de celles-ci. La rentabilité moyenne des firmes dont le PDG est une femme est 10 % plus élevée que celles dont le PDG est un homme. Cette différence est statistiquement significative.
13 Enfin, en analysant 110 entreprises françaises présentes sur les compartiments A et B d’Euronext, S. Belghiti-Mahut et A.L. Lafont (2010) confirment que la présence de femmes dans le comité de direction a une influence positive et significative sur la performance des entreprises. Il en va de même pour le conseil d’administration.
3. Hypothèses de recherche
14 Les conclusions relatives à l’influence de la présence de femmes dans le conseil d’administration sur la performance sont assez ambigües et dépendent du pays étudié (S. St-Onge et M. Magnan, 2013). Une explication pourrait provenir des diversités de culture et de législation dans les pays analysés (M. Brasseur, 2008). Nous constatons que les pays pour lesquels un effet négatif a été détecté sont également ceux qui possèdent le plus de femmes dans leurs conseils d’administration. Inversement, les pays présentant moins de diversité dans leurs organes de contrôle révèlent un impact positif de cette dernière sur la performance de leurs entreprises. Nous poserons donc l’hypothèse suivante :
15 Hypothèse 1 : Les femmes présentes dans le conseil d’administration ont une influence positive sur la performance des entreprises.
16 En ce qui concerne la présence de femmes dans le comité de direction, les conclusions sont beaucoup moins disparates : ainsi, peu importe l’origine ou la culture des entreprises étudiées, une équipe de direction hétérogène en termes de genre provoque généralement une performance plus importante. Nous posons donc l’hypothèse suivante :
17 Hypothèse 2 : Les femmes présentes dans le comité de direction ont une influence positive sur la performance des entreprises. Nous allons également ajouter deux hypothèses liées à la diversité de genre :
18 Hypothèse 3 : La diversité engendrée par les femmes au sein du conseil d’administration a un impact significatif sur la performance.
19 Hypothèse 4 : La diversité engendrée par les femmes au sein du comité de direction a un impact significatif sur la performance. Les hypothèses 1 et 2 nous permettront de savoir si la performance est affectée uniquement par la présence de femmes, sans nécessairement atteindre la mixité dans les groupes. Les hypothèses 3 et 4 permettront de savoir si c’est la diversité, la mixité et l’égalité professionnelle engendrées par l’introduction de femmes dans les équipes qui créent des gains de performance. Nous pourrons ainsi savoir s’il vaut mieux avoir des groupes relativement égalitaires en termes de genre, ou s’il est préférable d’avoir un nombre plus important de femmes.
4. Méthodologie
4.1. Constitution de l’échantillon
20 L’échantillon de base est constitué de 97 grandes entreprises belges de plus de 100 personnes et cotées sur Euronext Bruxelles, avec une capitalisation boursière moyenne de 1,637 milliards d’euros de 2008 à 2011. Le chiffre d’affaires moyen de ces firmes s’élève à 533,3 millions d’euros pour la période 2008 à 2011. Le total de l’actif moyen est de 2,406 milliards d’euros de 2008 à 2011. Enfin, le nombre de travailleurs moyen s’élève à 900 personnes pour les quatre années étudiées. Cependant, nous avons dû exclure quelques entreprises : deux entreprises cotées à la Bourse de Bruxelles mais qui ne sont pas belges, deux sociétés mères belges de holdings car elles ne sont pas réellement créatrices de valeur, quatre banques et cinq sociétés financières étant donné l’état particulier de leur comptabilité. Après traitement, notre échantillon se constitue de 84 entreprises. Sur base de l’analyse des rapports annuels, nous disposons de 336 observations pour les années 2008 à 2011. Les entreprises ont été regroupées en quatre méta-secteurs : industrie, service, distribution et autres (entreprises faisant partie du secteur de la télécommunication et des médias).
4.2. Modèles de régression
21 Afin de tester nos hypothèses, nous avons décidé d’établir une régression par données de panel. Les données de panel combinent des séries temporelles qui permettent d’observer les valeurs de variables sur une période de temps (indicateurs de performance d’une entreprise de 2008 à 2011) avec des données en coupe instantanée contribuant à étudier les valeurs des variables pour plusieurs entités de l’échantillon, au même moment du temps (indicateurs de performance de chaque entreprise de l’échantillon en 2011). Conformément à la littérature antérieure (S. Belghiti-Mahut et A.L. Lafont, 2010), nous utiliserons la performance économique, mesurée par le ROA et la performance boursière, mesurée par le Q de Tobin.
22 Les variables indépendantes de notre étude sont relatives à la présence de femmes au sein du conseil d’administration et du comité de direction. Conformément aux hypothèses et à la méthodologie proposée par K. Campbell et A. Minguez-Vera (2008) R.B. Adams et D. Ferreira (2009) ou S. Darmadi (2010), nous testerons indépendamment l’impact de la présence de femmes et de la diversité sur la performance. Ainsi, nous définissons trois types de variables explicatives. Nous pourrons ainsi vérifier si la seule présence d’une ou de plusieurs femmes au sein des équipes permet d’influencer la performance ou si c’est la mixité, incluant un équilibre entre le nombre d’hommes et de femmes, qui impacte la performance. Cependant, la présence de femmes dans le conseil d’administration est souvent liée à leur présence dans le comité de direction, et inversement. Afin d’éviter de biaiser nos résultats, nous avons donc testé distinctement l’impact des femmes dans ces différents organes sur la performance économique et boursière.
4.2.1. Impact des femmes
23 Nous avons établi deux variables binaires afin de tester l’influence de la présence de femmes dans le conseil d’administration et le comité de direction sur la performance, conformément à la littérature antérieure (C. Rose, 2007 ; K. Campbell et A. Minguez-Vera, 2008 ; R.B. Adams et D. Ferreira, 2009 ; S. Belghiti-Mahut et A.L. Lafont, 2010 ; A.S. Mentes, 2011 ; C.L. Dezsó et D.G. Ross, 2012). Ensuite, nous avons défini une deuxième variable indépendante comme le pourcentage de femmes présentes dans le conseil d’administration et le comité de direction. De la sorte, nous connaîtrons l’impact d’une augmentation de la proportion de femmes dans les groupes étudiés (Ø. Bøhren et R.Ø. Strøm, 2007 ; D.A. Carter et al., 2010 ; R.B. Adams et D. Ferreira, 2009 ; S. Belghiti-Mahut et A.L. Lafont, 2010 ;C.L. Dezsó et D.G. Ross, 2012).
24 Les deux premiers modèles statistiques ont donc pour but de tester nos hypothèses 1 et 2 qui supposent que la seule présence de femmes suffit à influencer la performance :
25 (1) Perfit = α0 + α1 WomanCAit ou α2 WomanCDit + α3ln TAit + α4Industrieit + α5Serviceit + α6Distributionit + α7Autreit+ α8Tailleit + α9ln Ageit + α10DGEit + uit
26 (2) Perfit = β0 + β1PCAit ou β2 PCDit + β3ln TAit + β4Industrieit + β5Serviceit + β6Distributionit + β7Autreit+ β8 Tailleit + β9ln Ageit + β10DGEit + εit
27 où
- Perf représente la performance de l’entreprise (ROA ou Q de Tobin) ;
- WomanCA est une variable binaire valant 1 si au moins une femme est présente dans le conseil d’administration et 0 si non ;
- WomanCD représente une variable binaire prenant la valeur 1 s’il y a au moins une femme dans le comité de direction et 0 si non ;
- PCA représente le pourcentage de femmes dans le conseil d’administration (nombre de femmes dans le conseil d’administration/taille totale) ;
- PCD correspond au pourcentage de femmes dans le comité de direction (nombre de femmes dans le comité/nombre total de membres dans l’équipe de direction).
29 Les variables suivantes sont des variables de contrôle permettant d’isoler l’impact de la présence des femmes sur la performance :
- Ln TA représente le logarithme du total de l’actif ;
- Les variables Industrie, Service, Distribution et Autre sont des variables binaires représentant le secteur d’activités de chaque entreprise ;
- Taille représente la taille de l’entreprise, mesurée par le logarithme du nombre de travailleurs ;
- La variable Ln Age correspond au logarithme de l’âge de l’entreprise pour chaque année étudiée ;
- DGE est le degré d’endettement global des entreprises, variable utilisée pour prendre en compte la structure financière des sociétés.
4.2.2. Impact de la diversité
31 Le troisième modèle statistique permettra de tester les hypothèses 3 et 4 selon lesquelles la diversité impacte la performance. Dans ce cas, il ne suffirait pas d’avoir que des femmes dans les équipes pour modifier la performance, il faudrait un équilibre entre homme et femme ( T.M. Welbourne, 1999).
32 (3) Perfit =γ0 + γ1CAit + γ2CDit + γ3ln TAit + γ4Industrieit + γ5Service + γ6Distribution + γ7Autre + γ8 Tailleit + γ9ln Ageit + γ10DGEit + δit
33 où
- Perf représente la performance de l’entreprise (ROA ou Q de Tobin) ;
- La diversité dans le conseil d’administration est représentée par la variable CA et mesurée par l’indice de Blau, indicateur de diversité souvent utilisé dans les études (O.C. Richard et al., 2004 ; K. Campbell et A. Minguez-Vera, 2008 ; M. Ali et al., 2009 ; S. Darmadi, 2010). Cet indice est calculé de la façon suivante :
35 Où Pi représente le pourcentage de membres de chaque catégorie (homme ou femme) et i le nombre total de catégories auxquelles les individus peuvent appartenir (deux dans ce cas). La valeur de cet indice peut aller de 0 (population totalement homogène) à 0,5 (les équipes comprennent autant d’hommes que de femmes) ; CD représente la diversité de genre au sein du comité de direction, évaluée par l’indice de Blau ;
36 Les variables de contrôle sont identiques à celles définies pour les modèles précédents.
5. Résultats
5.1. Statistiques descriptives
Evolution de la présence de femmes dans les entreprises belges( %)
Evolution de la présence de femmes dans les entreprises belges( %)
37 En 2011, les entreprises de notre échantillon possèdent en moyenne 11,69 % de femmes dans le conseil d’administration et 11,21 % dans le comité de direction. Nous constatons que le pourcentage moyen de femmes a légèrement augmenté entre 2008 et 2011. Notons qu’une loi a été votée en 2011 en Belgique pour amener notamment les sociétés cotées en bourse à disposer d’un tiers de femmes dans leur conseil d’administration. Notre échantillon est relativement bien équilibré puisqu’il se compose de 51 % d’entreprises ayant au moins une femme dans leur conseil d’administration et de 44 % d’entreprises avec au minimum une femme dans le comité de direction. La constatation est identique pour la diversité que pour la présence de femmes dans les entreprises. La diversité a augmenté entre 2008 et 2011 :
Moyenne de diversité
| 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | Moyenne 2008-11 | |
| Conseild’administration | 0,11 | 0,12 | 0,13 | 0,17 | 0,13 |
| Comité de direction | 0,13 | 0,14 | 0,16 | 0,16 | 0,15 |
Moyenne de diversité
5.2. Femmes, conseil d’administration et performance
ROA et présence de femmes dans le Conseil d’Administration (CA)
| ROA | Alpha | Variance | Stat de test | P-value |
| Binaire femmes CA | 0,013 | 0,019 | 0,69 | 0,492 |
| Ln total actif | 0,025 | 0,007 | 3,18 | 0,001 |
| Ln âge | 0,015 | 0,012 | 1,19 | 0,236 |
| Degré global d’endettement (DGE) | - 0,141 | 0,048 | - 2,95 | 0,003 |
| Industrie | - 0,063 | 0,045 | - 1,41 | 0,158 |
| Service | - 0,072 | 0,046 | - 1,54 | 0,123 |
| Distribution | - 0,087 | 0,073 | - 1,20 | 0,232 |
| Constante | - 0,400 | 0,154 | - 2,60 | 0,009 |
| R2 : 13,67 % Wald Chi2 (7) : 21,13 Prob>Chi2 : 0,0036 | ||||
ROA et présence de femmes dans le Conseil d’Administration (CA)
ROA et pourcentage de femmes dans le Conseil d’Administration (CA)
| ROA | Bêta | Variance | Stat de test | P-value |
| % femmes CA | 0,059 | 0,088 | 0,67 | 0,505 |
| Ln total actif | 0,025 | 0,0077 | 3,24 | 0,001 |
| Ln âge | 0,015 | 0,012 | 1,21 | 0,226 |
| Degré global d’endettement (DGE) | - 0,141 | 0,0477 | - 2,95 | 0,003 |
| Industrie | - 0,0625 | 0,0452 | - 1,38 | 0,167 |
| Service | - 0,071 | 0,0466 | - 1,53 | 0,126 |
| Distribution | - 0,085 | 0,0731 | - 1,17 | 0,243 |
| Constante | - 0,407 | 0,153 | - 2,66 | 0,008 |
| R2 : 13,57 % Wald Chi2 (7) : 21,11 Prob>Chi2 : 0,0036 | ||||
ROA et pourcentage de femmes dans le Conseil d’Administration (CA)
| ROA | Gamma | Variance | Stat de test | P-value |
| Diversité du CA | 0,0397 | 0,065 | 0,61 | 0,545 |
| Ln total actif | 0,025 | 0,0077 | 3,23 | 0,001 |
| Ln âge | 0,0149 | 0,012 | 1,20 | 0,230 |
| Degré global d’endettement (DGE) | - 0,141 | 0,048 | - 2,94 | 0,003 |
| Industrie | - 0,0623 | 0,045 | - 1,38 | 0,168 |
| Service | - 0,071 | 0,047 | - 1,52 | 0,127 |
| Distribution | - 0,085 | 0,073 | - 1,17 | 0,243 |
| Constante | - 0,410 | 0,153 | - 2,65 | 0,008 |
| R2 : 13,70 % Wald Chi2 (7) : 21,02 Prob>Chi2 : 0,0037 | ||||
38 Les modèles semblent correctement spécifiés. En effet, la statistique du test de Wald (Wald Chi), avec le nombre de degrés de liberté (2) et le nombre de variables de la régression (7) présente une p-value (Prob>Chi) statistiquement significative à 1 %. Pour le tableau 2, la variable binaire « présence de femmes dans le conseil d’administration » impacte positivement la performance économique (coefficient alpha de 0,013). Le fait d’avoir au moins une femme dans le conseil d’administration est bénéfique pour la performance. Cependant, comme ce résultat n’est pas significatif (p-value supérieure à 10 %), nous ne pouvons affirmer que la présence de femmes affecte la performance économique. Ce résultat est d’ailleurs renforcé par la régression du ROA en fonction du pourcentage de femmes dans le conseil d’administration (tableau 3).
39 Le coefficient bêta est positif (0,059), supposant qu’une augmentation de la proportion de femmes créerait des gains de performance. Cependant, cette influence n’est pas statistiquement significative. La proportion de femmes dans le conseil d’administration n’a donc aucun impact sur la performance économique des entreprises. Les mêmes constats sont observés pour la régression du ROA en fonction de la diversité dans le conseil d’administration (tableau 4), même si le coefficient gamma de ce modèle est positif (0,0397), supposant un impact positif de la diversité sur la performance économique. La diversité de genre, tout comme la présence de femmes dans le conseil d’administration, ne semble pas avoir d’impact sur la performance économique. Ces observations ne valident donc pas les hypothèses 1 et 3 selon lesquelles la présence de femmes ou une diversité dans le conseil d’administration impacte de façon positive la performance organisationnelle. Ces constats sont en accord avec les travaux de K.A. Farrell et P.L. Hersch (2003), T. Randøy et al. (2006), C. Rose (2007), R.B. Adams et D. Ferreira (2009) ou encore A.S. Mentes (2011).
40 Les mêmes modèles ont été testés avec comme variable dépendante le Q de Tobin. Ils sont globalement significatifs, de même que certaines variables de contrôle, mais les résultats obtenus pour la variable explicative étudiée ne sont pas statistiquement significatifs. Cependant, les régressions par la binaire « présence de femmes » et le pourcentage de femmes dans le conseil d’administration démontrent un coefficient positif tandis que le gamma de la diversité du conseil d’administration est négatif.
5.3. Femmes, comité de direction et performance
ROA et présence de femmes dans le Comité de Direction (CD)
| ROA | Alpha | Variance | Stat de test | P-value |
| Binaire femmes CD | - 0,0167 | 0,018 | - 0,89 | 0,375 |
| Ln total actif | 0,026 | 0,0077 | 3,36 | 0,001 |
| Ln âge | 0,015 | 0,012 | 1,23 | 0,219 |
| Degré global d’endettement (DGE) | - 0,133 | 0,047 | - 2,82 | 0,005 |
| Industrie | - 0,063 | 0,045 | - 1,41 | 0,158 |
| Service | - 0,074 | 0,046 | - 1,60 | 0,109 |
| Distribution | - 0,098 | 0,073 | - 1,35 | 0,177 |
| Constante | - 0,413 | 0,153 | - 2,70 | - 0,713 |
| R2 : 13,37 % Wald Chi2 (7) : 21,42 Prob>Chi2 : 0,0032 | ||||
ROA et présence de femmes dans le Comité de Direction (CD)
ROA et pourcentage de femmes dans le Comité de Direction (CD)
| ROA | Bêta | Variance | Stat de test | P-value |
| % femmes CD | - 0,122 | 0,0706 | - 1,73 | 0,083 |
| Ln total actif | 0,025 | 0,0076 | 3,27 | 0,001 |
| Ln âge | 0,0151 | 0,0124 | 1,21 | 0,224 |
| Degré global d’endettement (DGE) | - 0,128 | 0,047 | - 2,73 | 0,006 |
| Industrie | - 0,065 | 0,045 | - 1,46 | 0,145 |
| Service | - 0,075 | 0,046 | - 1,63 | 0,102 |
| Distribution | - 0,105 | 0,073 | - 1,44 | 0,150 |
| Constante | - 0,392 | 0,153 | - 2,56 | 0,011 |
| R2 : 14,24 % Wald Chi2 (7) : 23,85 Prob>Chi2 : 0,0012 | ||||
ROA et pourcentage de femmes dans le Comité de Direction (CD)
ROA et diversité dans le Comité de Direction (CD)
| ROA | Gamma | Variance | Stat de test | P-value |
| Diversité du CD | - 0,094 | 0,054 | - 1,75 | 0,080 |
| Ln total actif | 0,025 | 0,0076 | 3,33 | 0,001 |
| Ln âge | 0,015 | 0,0124 | 1,24 | 0,215 |
| Degré global d’endettement (DGE) | - 0,127 | 0,0471 | - 2,70 | 0,007 |
| Industrie | - 0,064 | 0,0445 | - 1,42 | 0,155 |
| Service | - 0,073 | 0,046 | - 1,59 | 0,111 |
| Distribution | - 0,105 | 0,073 | - 1,45 | 0,148 |
| Constante | - 0,401 | 0,153 | - 2,63 | 0,009 |
| R2: 13,70 % Wald Chi2 (7) : 23,89 Prob>Chi2 : 0,0012 | ||||
ROA et diversité dans le Comité de Direction (CD)
41 Le modèle du tableau 5 fournit un coefficient alpha négatif (-0,0167), mais statistiquement non significatif. Cela pourrait laisser supposer que l’introduction de femmes dans le comité de direction affecte la performance économique. Les modèles des tableaux 6 et 7 confirment ce constat. En effet, les résultats du tableau 6 montrent une relation négative et statistiquement significative au seuil de 10 %. Une augmentation de 1 % de la proportion de femmes dans les équipes dirigeantes réduit la performance économique des entreprises de 12 %. Le coefficient gamma de la variable diversité au sein du comité de direction (tableau 7) est également négatif et statistiquement significatif au seuil de 10 %. L’accroissement de la diversité de 1 % réduit la performance économique de 9 %. Par conséquent, nos hypothèses 2 et 4 supposant que les femmes (ou la diversité) dans le comité de direction impactent positivement la performance ne peuvent être confirmées. Ces résultats identiques pour les deux derniers modèles sont logiques : quand la proportion de femmes augmente, la diversité s’accroît jusqu’à un certain point, réduisant la performance. Lorsque la proportion de femmes devient plus importante que celle des hommes, la diversité se réduit, impactant positivement la performance. Ainsi, nous pouvons supposer que l’augmentation du nombre de femmes réduit d’abord la performance, mais quand il devient très important, il peut avoir un effet positif et indirect sur la performance économique via la réduction de diversité. Le lien négatif entre la présence de femmes ou la diversité et la performance économique est contraire à une partie de la littérature supposant un impact positif des femmes sur le ROA (H.A. Krishnan et D. Park, 2005 ; S. Belghiti-Mahutet A.L. Lafont, 2010). Les modèles ont également été testés pour la performance boursière mais les résultats n’étaient pas statistiquement significatifs. Les trois modèles montrent cependant un impact positif de la présence de femmes et de la diversité sur la performance boursière. Nos constatations ne permettent pas de confirmer les résultats des recherches antérieures supposant une relation positive entre la présence de femmes dans le comité de direction et le Q de Tobin ( T.M. Welbourne, 1999 ; S. Belghiti-Mahut et A.L. Lafont, 2010 ; C.L. Dezsó et D.G. Ross, 2012).
5.4. Discussion
42 Plusieurs facteurs peuvent justifier cette absence d’effet de la diversité. Premièrement, il est possible que la relation entre la performance et la présence de femmes, ou de la diversité, ne soit pas linéaire, mais curvilinéaire (O.C. Richard et al., 2004 ; M. Ali et al., 2009). Ainsi, les femmes auraient un impact plus important lorsqu’elles sont en faible nombre ou quand elles dominent le groupe. Une diversité modérée n’aurait qu’un très faible effet sur la performance. Deuxièmement, il se peut que les femmes de notre échantillon aient décidé de faire disparaître leurs caractéristiques spécifiques nécessaires pour modifier la performance (C. Rose, 2007). Ainsi, les femmes se seraient conformées à un processus de socialisation et auraient adopté les normes et comportements de la majorité. V. de Beaufort et M. Khayat (2012, p. 9) indiquent ainsi que « les femmes seules ou rares peuvent avoir le réflexe pour s’intégrer d’abandonner leurs qualités féminines » et ainsi de se conformer aux normes masculines. Une dernière explication plausible suppose que les bénéfices et les coûts de la diversité au sein du groupe se compensent, conduisant à un effet neutre des femmes sur la performance organisationnelle. Comme indiqué par M. Toé (2012), la diversité peut aussi bien introduire davantage de créativité et d’innovation dans les organes de direction, affectant par-là positivement la performance, mais pourrait aussi causer davantage de discordes et de conflits internes, ce qui pourrait nuire à la performance. Ainsi, les équipes de travail homogènes collaboreraient mieux du fait de certaines similitudes sociales (R.M. Kanter, 1977, in M. Toé, 2012). Toutes les recherches citées ont été effectuées avec des données d’avant crise. Le contexte économique et financier était donc différent. Comme notre échantillon a été testé entre 2008 et 2011, période où les crises se sont succédé (crise financière, économique, crise de la dette souveraine et crise politique en Belgique), on ne peut négliger leur impact sur nos résultats.
Conclusion
43 Si les recherches analysant le lien entre la diversité de genre au sein des entreprises et leur performance sont nombreuses, leurs conclusions restent contradictoires. En effet, certains auteurs ont démontré que la performance est positivement affectée par les femmes dans le conseil d’administration ou dans le comité de direction (N.L. Erhardt et al., 2003 ; Catalyst, 2004 ; D.A. Carter et al., 2010 ; D.G. Dezsó et D.G. Ross, 2012), d’autres n’ont pu mettre en évidence un tel lien (K.A. Farrell et P.L. Hersch, 2003 ; T. Randøy et al., 2006 ; C. Rose, 2007 ; K. Campbell et A. Minguez-Vera, 2008 ; R.R. Adams et D. Ferreira, 2009 ; J. Marinova et al., 2010), ou ont même détecté une relation négative entre ces deux variables (Ø. Bøhren et R.Ø. Strøm, 2007 ; S. Darmadi, 2010). Ainsi, les femmes seraient créatrices de valeur pour les entreprises grâce à des compétences et caractéristiques distinctives et complémentaires aux hommes (Z. Burgess et P. Tharenou, 2002). Leur style de leadership spécifique améliorerait la motivation des travailleurs (L.H. Nishii et al., 2007 ; L. Mucha, 2010) et leurs expériences et attitudes différentes (C. Francoeur et al., 2007) pourraient créer un gain de créativité dans les équipes. La présence de femmes dans les organes de direction améliorerait aussi l’image de l’entreprise (T. JR. Cox et al., 1994) et la satisfaction des actionnaires ( T.M. Welbourne, 1999). Cependant, les femmes sont aussi plus réticentes face au risque (S. Ertac et M.Y. Gurdal, 2012) et à la compétition (S. Artinger et C. Schade, 2013). Dans notre étude, l’hypothèse 1, qui supposait un impact positif et significatif des femmes dans le conseil d’administration sur la performance, n’a pu être validée, et ce, pour tous les types de performance étudiés car aucun résultat significatif n’a été détecté. La composition du conseil d’administration n’aurait donc pas d’effet sur la performance des entreprises. L’hypothèse 2, qui impliquait une influence positive des femmes dans le comité de direction sur la performance, a été rejetée suite à l’observation d’une relation négative et significative entre la performance économique et la présence de femmes. Les deux dernières hypothèses, qui s’intéressaient à la diversité de genre, visaient à savoir si la performance des entreprises est affectée par la présence de femmes, indépendamment du nombre d’hommes à leur côté, ou si un équilibre est nécessaire pour modifier la performance. L’hypothèse 3 n’a pu être validée vu le manque de résultats significatifs alors que l’hypothèse 4 est rejetée. En effet, la performance est négativement et significativement affectée par la diversité au sein du comité de direction. Le fait d’avoir quelques femmes seulement, un nombre plus important ou même une diversité dans les équipes dirigeantes réduit la performance économique. Même si nous nous attendions à un effet inverse, ces deux hypothèses sont dans ce cas validées. En termes de limites, nous sommes conscients qu’en comportant 84 grandes entreprises belges cotées en bourse, notre échantillon réduit la portée de nos résultats. Ensuite, il existe plusieurs types de diversité (culture, âge…), autres que la diversité de genre, que nous n’avons pas pu considérer, faute d’accès aux données. Par exemple, W.E. Watson et al. (1993) ont montré que les groupes hétérogènes nouvellement formés sont moins performants et efficaces que les équipes homogènes. Par contre, lorsque les membres du groupe travaillent ensemble depuis longtemps, la diversité peut s’avérer bénéfique pour le fonctionnement du groupe et pour la performance. Cependant, notre travail offre de nombreuses pistes de réflexion futures. Notre étude pourrait en effet être étendue aux grandes entreprises non cotées, voire aux PME. Il serait également intéressant de combiner cette analyse avec une approche plus qualitative. Les femmes n’ont peut-être pas d’impact direct sur la performance, mais leur présence crée probablement des effets indirects. Ainsi, il serait utile d’interroger le personnel des entreprises afin de détecter le réel impact des femmes managers sur leur motivation. Nous pourrions analyser l’influence des femmes sur d’autres éléments importants tels que les politiques de l’entreprise (RH, environnementale, sociétale, commerciale, etc.), les décisions de financement (introduction en bourse, endettement) ou d’investissement.
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Mots-clés éditeurs : Diversité de genre, Femme, Comité de direction, Performance, Conseil d’administration
Date de mise en ligne : 09/05/2017
https://doi.org/10.3917/rsg.283.0049
