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Comptabilité - Contrôle - Audit

2005/2 (Tome 11)


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1 - Introduction

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De nombreux observateurs questionnent la compétitivité du marché de l’audit. Les études descriptives évoquent souvent une situation oligopolistique, marquée par la domination de quelques grands cabinets, ou réseaux, sur le segment de marché des grandes entreprises. Il est vrai que la nature même du service d’audit rend sa production exigeante en termes de ressources humaines et intellectuelles, imposant une concentration de ces ressources pour atteindre un certain niveau de compétitivité.

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La concentration du marché de l’audit est un fait avéré et observé dans tous les pays industrialisés. Des travaux anglo-saxons soulignent un phénomène de concentration à la fois globale et sectorielle, mettant parfois en évidence une prime de spécialisation des cabinets (Craswell et al., 1995, en Australie par exemple). Ce phénomène n’a pas, jusqu’à présent, fait l’objet d’investigations empiriques en France. Or, le marché français présente des divergences réglementaires importantes par rapport aux marchés anglo-saxons, réputés plus libéraux. En l’espèce, le commissaire aux comptes jouit d’une protection de son mandat pendant six exercices financiers, ce qui de toute évidence freine la libre concurrence ; il n’est pas autorisé à conduire des missions de conseil parallèlement à son activité d’auditeur statutaire, ce qui peut limiter le phénomène de rentes de spécialisation ou d’économies d’échelle ; enfin, l’obligation de co-commissariat aux comptes dans les entreprises astreintes à publier des comptes consolidés semble laisser une « porte ouverte » aux petits et moyens cabinets pour l’accès aux mandats de sociétés cotées, conjointement avec les grands réseaux internationaux. Une étude de la concentration globale et sectorielle des cabinets d’audit en France apparaît donc particulièrement pertinente, à la fois pour dégager une certaine connaissance de la structure du marché et pour apprécier dans quelle mesure ce marché français affiche un niveau de concentration différent de celui observé dans des pays anglo-saxons, davantage autoréglementés. Dans ce cadre, la présente étude comporte deux phases. Dans un premier temps, elle propose une analyse descriptive et comparative de la concentration globale et sectorielle des commissariats aux comptes dans les sociétés cotées. Dans un deuxième temps, elle présente une analyse explicative mettant en évidence les déterminants de la sélection, par ces sociétés cotées, d’un cabinet spécialisé dans leur secteur d’activité.

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L’article comporte cinq sections. La section 2 s’appuie sur la littérature relative au phénomène de concentration et de spécialisation pour construire un modèle formel de concentration sectorielle des activités d’audit, et présenter les hypothèses explicatives de cette concentration. La section 3 développe les aspects méthodologiques liés à l’observation du marché français, aux mesures de concentration et aux variables susceptibles d’expliquer cette concentration sectorielle. La section 4 présente les résultats descriptifs sur la concentration observée d’une part, puis sur les déterminants de cette concentration d’autre part. La section 5 résume et conclut.

2 - Un modèle formel de concentration sectorielle des cabinets d’audit

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D’un strict point de vue économique, la concentration d’un marché entre un nombre restreint de prestataires traduit une situation de faible concurrence, d’ententes réciproques et de possibles collusions, pouvant nuire à la qualité des services offerts (Beattie et Fearnley, 1994). Le régime de responsabilité légale et disciplinaire de l’auditeur, la facilité avec laquelle il peut être traduit en justice et condamné au versement de dommages et intérêts, les exigences de formation professionnelle, de compétence et d’indépendance, ainsi que les normes de travail, représentent alors des garde-fous destinés à maintenir une qualité minimale des services d’audit. À l’autre extrémité, une trop grande compétitivité du marché peut également nuire à la qualité de l’audit, en menaçant l’indépendance des auditeurs ou en générant des pressions les obligeant à réduire leurs honoraires au détriment des diligences accomplies. Pour ces raisons, le paradigme traditionnel d’économie industrielle, qui prévoyait une relation causale entre compétitivité et performance des acteurs, subit une remise en cause relativement récente au profit d’un paradigme d’équilibre entre concentration et performance, lequel dépend de l’offre et de la demande de services d’audit (Beattie et Fearnley, 1994). Ces paramètres d’offre et de demande doivent alors être intégrés aux forces susceptibles de motiver ou de freiner la concentration sectorielle des cabinets d’audit.

2.1 - Les motivations à la concentration sectorielle

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La concentration sectorielle peut traduire une volonté des cabinets d’atteindre une meilleure efficience opérationnelle en développant une expertise particulière. Ce gain d’efficience peut permettre de dégager une prime de spécialisation dans les honoraires facturés (Craswell et al., 1995 ; DeFond et al., 2000), ou une rente économique sous effet d’apprentissage. Sur la période 1976-1993, aux États-Unis, Hogan et Jeter (1999) constatent une hausse significative de la concentration sectorielle des auditeurs, cohérente avec la politique affichée des grands cabinets de se positionner sur des secteurs d’expertise. Cette tendance va de pair avec l’intensité concurrentielle assez forte régnant sur le marché américain, qui fait que les cabinets doivent, pour rester compétitifs, développer des avantages concurrentiels. En outre, ce phénomène de concentration est plus fort pour les secteurs fortement concentrés à la base et pour les secteurs de croissance. En revanche, il touche tous les secteurs d’activité, réglementés comme non réglementés, contrairement à Danos et Eichenseher (1982) qui, sur une période plus courte (1972-1979) [1][1] Aux États-Unis, la fin des années 1970 marque une période..., observent une hausse de la concentration sectorielle des Big Eight uniquement sur les secteurs réglementés. Ils avancent alors que la complexité réglementaire tient lieu de motivation au développement d’une expertise propre, dans le but de dégager des économies d’échelle là où l’investissement intellectuel de départ est élevé pour l’auditeur.

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Du côté de la demande relative aux services d’audit, le phénomène de concentration sectorielle trouvera un appui auprès des sociétés qui recherchent une qualité de l’audit différenciée. D’un point de vue conceptuel largement accepté, la qualité de l’audit correspond au produit de la compétence et de l’indépendance de l’auditeur [2][2] D’après DeAngelo (1981), la qualité de l’audit s’analyse.... Dès lors, les cabinets sont susceptibles, en se spécialisant sur certains segments d’activité, de développer des connaissances sectorielles spécifiques (O’Keefe et al., 1994). Ces dernières sont alors le vecteur d’une plus grande compétence et donc, à indépendance égale, d’une qualité supérieure.

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La théorie de l’agence suggère que les entreprises ont des exigences plus ou moins fortes de qualité de l’audit en fonction des coûts d’agence qu’elles supportent. D’une manière générale, plus les coûts d’agence – et notamment ceux découlant du financement externe, qu’il soit sous forme actionnariale ou d’endettement – sont élevés, plus la firme a intérêt à présenter des chiffres comptables audités par un cabinet de grande qualité. Les firmes à forts coûts d’agence peuvent donc être incitées à engager un auditeur spécialisé dans leur secteur dans l’optique d’accroître la qualité de la certification des états financiers.

2.2 - Les freins à la concentration sectorielle

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Il peut toutefois exister certains freins à la concentration sectorielle des cabinets d’audit. Du côté de l’offre, le cabinet peut chercher à diversifier son risque économique en évitant une dépendance trop forte envers un secteur donné, dépendance qui le rendrait vulnérable aux fluctuations conjoncturelles de ce secteur. Une diversification du risque juridique est également envisageable par rapport à des secteurs où les usages d’affaires mettent l’auditeur dans une situation périlleuse sur le plan judiciaire (bâtiment et travaux publics par exemple).

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Du côté de la demande, il demeure possible qu’une société montre certaines réticences à engager un auditeur fortement implanté dans son secteur d’activité, par crainte que ce dernier ne soit le vecteur de transferts d’informations stratégiques à ses concurrents. Pong (1999) note qu’une concentration sectorielle excessive accroît le risque que des cabinets se placent en situations de conflits d’intérêt par le jeu des missions de consultation. Autrement dit, plus le nombre d’acteurs d’un secteur est faible, plus un prestataire pourra être incité à « vendre » de l’information stratégique sur un client audité à un concurrent de ce client, auprès duquel il intervient comme consultant. Il convient tout de même de tempérer cet argument par la règle du secret professionnel qui s’applique aux auditeurs, et qui en France engage leur responsabilité pénale.

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La figure 1 ci-après présente un modèle intégrateur de la concentration sectorielle des cabinets d’audit, reprenant les divers arguments avancés plus haut du côté de l’offre et de la demande, ainsi que les facteurs environnementaux susceptibles d’affecter la situation d’équilibre et le niveau de concentration observé.

Figure 1 - Un modèle intégrateur de concentration sectorielle des auditeursFigure 1

3 - Les aspects méthodologiques

3.1 - L’échantillon étudié

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Notre objectif descriptif consiste à évaluer la concentration globale et sectorielle des commissaires aux comptes. Pour cela, un échantillon assez large de sociétés françaises cotées a été constitué. Il comprend 285 sociétés des premier ou second marchés de la Bourse de Paris, pour l’exercice financier clos entre avril 1997 et mars 1998, soit environ la moitié des sociétés industrielles ou commerciales cotées à ce moment. Le choix de cette période, certes relativement éloignée, présente deux intérêts. Tout d’abord celui de se placer dans un marché encore non totalement « cartélisé » pour ce qui est des grands cabinets – 1997 étant la dernière année où officient les Big Six[3][3] La méga-fusion entre PriceWaterhouse et Coopers & Lybrand... –, laissant ainsi une plus grande latitude en terme de choix de l’auditeur pour les sociétés cotées. Ensuite, celui d’autoriser quelques comparaisons avec les travaux descriptifs anglo-saxons récents, qui couvrent généralement une période et un contexte similaires.

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Les sociétés exerçant une activité financière ou assimilée ont été écartées car, dans ce secteur d’activité, l’agrément des commissaires aux comptes par la Commission bancaire induit des barrières à l’entrée spécifiques. Également par souci d’homogénéité réglementaire, seules les firmes présentant des comptes consolidés ont été retenues, afin de concentrer l’analyse sur les cas où l’obligation légale de double commissariat aux comptes s’applique. Enfin, par souci de précision, l’identification des commissaires aux comptes titulaires, et de leur réseau d’appartenance le cas échéant, a été effectuée par consultation du rapport général de certification des états financiers consolidés. L’accès à ce document – généralement conditionné par l’obtention du rapport annuel de l’entreprise – explique le fait que l’échantillon ne couvre pas l’ensemble des sociétés cotées.

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Neuf des 285 sociétés ont trois commissaires aux comptes titulaires. Le recensement porte donc sur 579 mandats de commissariat (neuf triples et 276 doubles). Sur ces 579 mandats, 157 sont détenus par des personnes physiques dont il n’est pas possible, à la seule lecture du rapport d’audit, d’identifier le cabinet ou le réseau d’appartenance. Il reste donc 422 mandats, assurés par 105 personnes morales différentes – les six grands réseaux internationaux (Big Six), les sept réseaux ou cabinets d’envergure nationale (dénommés Majors), ainsi que 92 autres cabinets de moindre envergure –, soit une moyenne de 4,02 mandats par personne morale. Parmi les « autres » cabinets, seuls quatre détiennent plus de deux mandats dans des firmes de l’échantillon (trois ou quatre mandats plus précisément). Sur cette base, nous décidons de ne retenir que ces quatre cabinets dans notre analyse de concentration : il est en effet très peu probable que les 88 autres cabinets aient un quelconque impact sur les mesures de concentration. Le tableau 1 page suivante présente une ventilation croisée par secteurs d’activité des mandats détenus par les 17 principaux auditeurs (les Big Six, les sept Majors et quatre autres cabinets).

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Ce tableau, qui reprend les auditeurs apparaissant plus de deux fois, représente 314 mandats, soit 54 % de l’ensemble. Les Big Six (Majors) détiennent 35 % (17,5 %) du total des mandats. Si Arthur Andersen (Barbier Frinault pour l’audit légal en France) domine le marché avec 47 mandats, il est intéressant de remarquer la seconde place du plus grand réseau national, Mazars et Guérard, qui rivalise avec 42 mandats dans cet échantillon regroupant les plus grandes sociétés cotées. L’obligation du double commissariat n’est peut-être pas étrangère à cette situation : bon nombre de moyennes ou grandes firmes choisissent, en effet, les services d’un Big Six conjointement avec un réseau national [4][4] En l’espèce, sur les 42 mandats de Mazars & Guérard,.... Cela permet de se doter d’une signature internationale sans aller jusqu’à supporter le coût (présumé plus élevé) de deux Big Six, tout en faisant valoir une certaine « préférence nationale ».

Tableau 1 - Mandats ventilés par auditeurs et secteurs d’activitéTableau 1

L’échantillon comporte 285 sociétés cotées françaises du premier ou second marché (non financières ou assimilées), observées pour l’exercice clos entre avril 1997 et mars 1998. Neuf de ces 285 sociétés ont trois commissaires aux comptes titulaires, et les autres deux : 579 mandats ont donc été recensés. Sont retenus dans ce tableau les cabinets d’audit qui apparaissent au moins à trois reprises. Les mandats détenus par des personnes physiques ne sont pas retenus, dans la mesure où leur signature ne fait pas référence à un réseau connu.

Secteurs d’activité (nomenclature Dafsa) : 1. Agro-alimentaire, 2. Bâtiment et travaux publics, 3. Biens de consommation, 4. Chimie, 5. Communication, 6. Distribution, 7. Énergie et eau, 8. Hautes technologies, 9. Holding et sociétés de portefeuille, 10. Industries de base et lourdes, 11. Industries de transformation, 12. Matières premières, 13. Services, 14. Transport et auxiliaires.

Les Big Six : Arthur Andersen/Barbier Frinault (AA) ; Deloitte & Touche (DT) ; Price Waterhouse (PW) ; Coopers & Lybrand (CL); KPMG; Ernst & Young (EY).

Les Majors : Mazars et Guérard (MG); Salustro Reydel (SR) ; Amyot Exco (AE) ; Calan Ramolino (CR) ; Constantin (CO); BDO Gendrot (BDO) ; Fidulor (FI).

Les autres cabinets : Audit Commissariat & Associés (ACA); Cabinet Cagnat et Associés (CCA); COGERCO (CO); SECEF (SE).

3.2 - Les indices de concentration

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La concentration d’un marché s’apprécie généralement à l’aide d’indices de Herfindahl ou plus simplement de ratio de concentration. L’indice de Herfindahl équivaut à la somme des parts de marché (PDM par la suite), préalablement élevées au carré, de chacun des prestataires du marché en question. Pour un marché comprenant n acteurs, l’indice de Herfindahl se situera entre 1/n, si les PDM sont équivalentes entre les n acteurs, et 1 si le marché est entièrement entre les mains d’un seul acteur. Le calcul d’un tel indice est donc plus lourd – il faut en effet connaître la PDM de chacun des acteurs – que celui d’un simple indice de concentration, qui consiste à sommer les PDM des principaux acteurs. Toutefois, l’indice de Herfindahl a l’avantage de prendre en compte simultanément les écarts de PDM et le nombre d’acteurs présents sur le marché. Autrement dit, l’indice augmente à la fois sous l’effet d’écarts importants en terme de PDM, et à mesure que le nombre d’acteurs diminue. Un ultime avantage est que cet indice se révèle moins sensible à la taille de la population étudiée que les traditionnels ratios de concentration : Pong (1999) montre en effet que l’indice se stabilise empiriquement à partir d’une population d’environ 250 sociétés.

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Plus simplement, un ratio de concentration d’ordre k consiste à additionner les PDM des k plus gros acteurs du marché : un tel ratio valant 1 signifie que k prestataires, ou moins, se partagent la totalité du marché. Ratios de concentration et indices de Herfindahl sont en général très corrélés [5][5] Hogan et Jeter (1999) indiquent une corrélation de..., et les différentes études indiquent que le choix de l’un ou de l’autre n’affecte pas l’interprétation des résultats empiriques. Sur le marché français, nous utiliserons des ratios de concentration sectorielle d’ordre 3, 4, 6 et 8, qui sont les plus fréquemment utilisés (Wolk et al., 2001), ainsi que l’indice de Herfindahl calculé à partir des PDM des 17 cabinets d’audit retenus.

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La PDM se mesure, en principe, à l’aide des honoraires d’audit. L’information étant souvent non disponible (sauf sur les marchés britanniques et australiens), la plupart des études mobilisent des substituts comme le nombre de clients audités par le cabinet, ou encore le chiffre d’affaires ou total bilan de ces clients. Compte tenu de la forte relation de taille entre la société auditée et l’auditeur, les ratios de concentration obtenus avec le nombre de clients devraient naturellement être inférieurs à ceux calculés avec des substituts plus directs des honoraires comme le total bilan ou les ventes. Si cet « effet taille » peut biaiser les mesures en faveur des grands cabinets, les mesures de taille n’en demeurent pas moins réalistes quand il s’agit d’apprécier le poids économique d’un cabinet sur un secteur d’activité donné. Par conséquent, nous calculerons les ratios de concentration et indices de Herfindahl des deux manières : (1) selon le nombre de mandats, et (2) selon le chiffre d’affaires cumulé des clients audités par le cabinet. Formellement,

  • RC1kj = (nombre de mandats cumulé par les k plus grands cabinets du secteur j)/ nombre de sociétés présentes sur le secteur d’activité j [6][6] En raison du double commissariat aux comptes, qui concerne... ; pour k = 3, 4, 6 et 8, et j = 1 à 14 ;

  • RC2kj = (chiffre d’affaires cumulé des clients des k plus grands cabinets du secteur j)/ chiffre d’affaires réalisé par l’ensemble des firmes du secteur d’activité j ; pour k = 3, 4, 6 et 8, et j = 1 à 14 ;

  • HERF1j (HERF2j) = indice de Herfindahl du secteur j calculé avec les PDM des 17 cabinets retenus, selon le nombre de mandats détenus par chacun d’eux (selon le chiffre d’affaires des sociétés auditées) ; pour j = 1 à 14.

3.3 - Les mesures de spécialisation sectorielle des auditeurs

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Quand peut-on dire qu’un cabinet d’audit est spécialisé dans un secteur d’activité ? Cette question a surtout fait l’objet de débats empiriques. Leur point commun est que, d’une manière générale, il convient de définir des seuils quantitatifs qui déclenchent une présomption de spécialisation sectorielle. Diverses approches peuvent alors être retenues.

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Danos et Eichenseher (1982), qui mènent l’une des premières études sur la question, avancent la notion de forte implication sectorielle lorsqu’un cabinet détient une PDM d’au moins 15 % dans un secteur donné. Palmrose (1986) qualifie de spécialiste l’auditeur qui détient la plus grande PDM (estimée selon le chiffre d’affaires de ses clients) sur chacun des 13 secteurs d’activité qu’elle considère ; ainsi que tout autre cabinet dont la PDM représente au moins 15 % de celle du leader. Cette approche « relative », si elle évite d’avoir à définir un seuil arbitraire, peut toutefois conduire à une qualification abusive de l’expertise sectorielle dans les secteurs très concurrentiels. Craswell et al. (1995) retiennent deux approches : ils désignent comme spécialistes les cabinets dont la clientèle représente plus de 10% du chiffre d’affaires total du secteur, ou bien plus de 10 % du nombre de firmes du secteur (ils travaillent sur 23 secteurs d’activité sur le marché australien). Enfin, Eichenseher et Danos (1981), et d’autres, utilisent une mesure non pas dichotomique mais continue, égale à la PDM sectorielle de l’auditeur appréciée généralement selon le chiffre d’affaires des sociétés auditées.

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Au vu de ces travaux, nous retenons trois variables de spécialisation sectorielle. Les deux premières sont binaires et utilisent l’approche du seuil de spécialisation. La troisième variable, continue, est égale à la somme des PDM des auditeurs de la firme dans son secteur d’activité. Seule l’approche dite pondérée (à partir du chiffre d’affaires des sociétés auditées) est retenue pour cette mesure.

  • AUDSPE_B1 est codée 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 % des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon.

  • AUDSPE_B2 est codée 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 %, mesurée d’après le chiffre d’affaires, des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon.

  • AUDSPE_C est égale à la somme des PDM des co-commissaires aux comptes dans le secteur d’activité de la société auditée, cette PDM étant calculée sur la base du chiffre d’affaires des sociétés du secteur.

3.4 - Les déterminants de la sélection d’un auditeur spécialisé

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Au sein d’un même contexte institutionnel – à savoir l’audit légal des sociétés françaises cotées – le modèle intégrateur de spécialisation sectorielle (figure 1) suggère deux catégories de déterminants pour la sélection d’un auditeur spécialisé : les caractéristiques d’agence et de gouvernance de la société d’une part, et les facteurs de complexité de la mission d’autre part.

3.4.1 - Les variables d’agence et de gouvernance

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Dans la mesure où les connaissances spécifiques issues de la spécialisation sont une source de compétence pour l’auditeur, la nomination d’un cabinet doté d’une spécialisation sectorielle peut être associée à une demande de qualité de l’audit. Les problèmes d’agence engendrés par le financement externe devraient entraîner une demande de qualité de l’audit, et les caractéristiques de gouvernance de la firme sont susceptibles de tempérer ou de stimuler cette demande (Piot, 2001). Ainsi, toutes choses égales par ailleurs, il devrait exister une relation positive entre la présence d’un auditeur spécialisé et les coûts d’agence, lesquels dépendent du degré de séparation entre actionnaires et dirigeants et des sources de conflits d’intérêts entre actionnaires et créanciers. Nous définissons alors les deux variables d’agence suivantes :

  • INSIDERS désigne la fraction du capital détenue par les dirigeants, les administrateurs et les fonds d’épargne salariale (d’après le rapport annuel), et mesure globalement l’asymétrie informationnelle entre les propriétaires impliqués dans la préparation des états financiers et ceux qui ne le sont pas.

  • DLT_TA est égale au ratio des Dettes financières à Long Terme au Total de l’Actif consolidé (d’après Worldscope).

L’efficacité du système de gouvernance – généralement appréciée par l’indépendance du conseil d’administration, la formation de comités spécialisés et la séparation entre les fonctions de présidence du conseil et du pouvoir exécutif – peut influencer la demande optimale de qualité de l’audit dans les deux directions. L’hypothèse de substitution suggère qu’une surveillance effective du processus de reddition des comptes par le conseil d’administration ou le comité d’audit permet, dans une certaine mesure, de relâcher les exigences de qualité de l’auditeur ; elle anticipe donc une relation négative entre la présence d’un auditeur spécialisé et les variables d’efficacité du système de gouvernance. À l’inverse, l’hypothèse de complémentarité entre les mécanismes de surveillance, généralement développée dans l’environnement nord-américain, indique qu’un système de gouvernance efficace va stimuler la qualité de l’audit. Dans ce contexte, Abbott et al. (2000) trouvent que l’embauche d’un auditeur spécialiste du secteur d’activité est plus probable sous la présence d’un comité d’audit indépendant. Dans le contexte français, nous spécifions les trois variables de gouvernance suivantes, renseignées à partir des rapports annuels :

  • ADMEX désigne la proportion de membres indépendants dans le conseil d’administration ou de surveillance ; un administrateur indépendant se définissant comme non-dirigeant dans la société, ses filiales ou chez un actionnaire détenant une influence notable (plus de 20 % des actions), non apparenté à des dirigeants (selon le patronyme) et non impliqué par un lien d’actionnariat supérieur à 5 % dans la société.

  • DUAL est codée 1 si société est à conseil de surveillance (SA à directoire ou SCA), et 0 sinon.

  • COMITE est codée 1 s’il existe un comité d’audit, et 0 sinon.

Sous l’hypothèse de complémentarité, qui tend aujourd’hui à prévaloir dans les recherches consacrées à la qualité du processus d’audit, nous anticipons un impact positif de ces trois variables sur la sélection d’un auditeur spécialisé.

3.4.2 - Les facteurs de complexité de la mission d’audit

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La seconde catégorie de déterminants regroupe les caractéristiques de complexité de la société auditée, relativement à la mission de validation de ses états financiers, et qui pourraient inciter cette dernière à se doter d’un auditeur spécialisé pour des raisons d’efficience. On trouvera dans cette catégorie des facteurs de complexité générale (par exemple, la taille de la firme), de décentralisation du pouvoir décisionnel et de dispersion géographique [7][7] Eichenseher (1985) trouve, notamment, que la propension..., ainsi que la pression réglementaire, qui rend la tâche des auditeurs plus délicate relativement à certains environnements (le fait que la firme soit cotée aux États-unis notamment) ou à certains secteurs d’activité. Outre les activités financières (ici exclues), Eichenseher et Danos (1981) définissent comme réglementés les secteurs du transport (routier, ferroviaire, aérien), des télécommunications et de la fourniture d’énergie (eau, gaz et électricité). Ces secteurs sont également à fort degré de réglementation dans le contexte français ; où il semble également pertinent de considérer le bâtiment et travaux publics parmi les secteurs réglementés. D’après notre échantillon, les secteurs désignés comme réglementés sont alors les suivants : BTP (n° 2), énergie (gaz et électricité) et eau (n° 7) et transports (n° 14) [8][8] Aucune firme de l’échantillon n’appartient au secteur....

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En résumé, les variables de complexité suivantes sont retenues pour notre analyse déterministe :

  • ACTIF désigne le total de l’actif consolidé d’après Worldscope (LnACTIF en est une transformation par le logarithme népérien destinée à corriger l’asymétrie naturelle dans la distribution de cette variable).

  • NSC désigne le Nombre de Sociétés Consolidées (d’après le rapport annuel), et LnNSC sa transformation logarithmique.

  • ÉTRANGER désigne la proportion de sociétés étrangères dans le nombre total de sociétés consolidées (d’après le rapport annuel).

  • COTUSA est codée 1 si la société est cotée sur un marché financier américain (NYSE, AMEX, NASDAQ ou OTC), et 0 sinon (d’après Worldscope).

  • REG est codée 1 si la société exerce sur un secteur d’activité considéré comme réglementé (transports, eau, gaz, électricité et BTP), et 0 sinon (d’après la nomenclature Dafsa).

4 - Les résultats empiriques

4.1 - L’étude descriptive de la concentration

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Le tableau 2 présente, pour chacun des 14 secteurs d’activité, les ratios de concentration (RC) sectorielle d’ordre 3, 4, 6 et 8 calculés selon les deux approches – nombre de mandats (RC1) et chiffre d’affaires (RC2) –, ainsi que des indices de Herfindahl à partir des observations sur les 17 cabinets retenus.

Tableau 2 - Éléments descriptifs de la concentration globale et sectorielleTableau 2

Secteurs d’activité (nomenclature Dafsa) : 1. Agro-alimentaire, 2. Bâtiment et travaux publics, 3. Biens de consommation, 4. Chimie, 5. Communication, 6. Distribution, 7. Énergie et eau, 8. Hautes technologies, 9. Holding et sociétés de portefeuille, 10. Industries de base et lourdes, 11. Industries de transformation, 12. Matières premières, 13. Services, 14. Transport et auxiliaires.

RC1 désigne les ratios de concentration calculés d’après les PDM mesurées selon le nombre de mandats détenus par les cabinets dans chaque secteur. RC2 désigne les ratios de concentration calculés d’après les PDM mesurées selon les ventes des sociétés auditées par les cabinets dans chaque secteur.

La dernière ligne indique, en italique et pour l’approche non pondérée, les ratios de concentration retraités pour neutraliser l’effet du double commissariat aux comptes. Ces RC retraités sont obtenus par différence entre le RC initial « global » et le rapport entre le nombre de mandats croisés entre les k auditeurs leaders (les doublons) et 285 qui représente le nombre total de firmes. Ces retraitements n’ont pu être effectués au prix d’un effort raisonnable pour l’approche pondérée.

4.1.1 - Sensibilité à la mesure des PDM

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Tous secteurs confondus, les ratios de concentration observés sont effectivement plus élevés avec l’approche pondérée, fondée sur le chiffre d’affaires des sociétés auditées (RC1 < RC2 quel que soit l’ordre). Notons toutefois que cette règle « naturelle » se trouve contredite pour la moitié des secteurs environ (huit sur 14 si l’on considère les ratios d’ordre 4) ; cela suggère que pour ces secteurs, le phénomène de concentration concerne davantage les petites et moyennes entités que les grands groupes. La non-homogénéité de la distribution des firmes entre les 14 secteurs semble peu intervenir à ce niveau : l’écart (RC1 – RC2) est en effet peu corrélé à la taille des sous-échantillons sectoriels [9][9] Les coefficients de corrélation entre (RC1 – RC2) et.... Notons enfin que l’effet taille reprend le dessus pour les RC d’ordre 8 – RC1(8) est inférieur à RC2(8) pour 13 des 14 secteurs –, mais que cette différence diminue avec l’effectif sectoriel (corrélation – 0,34).

4.1.2 - Analyse globale de la concentration

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Les critères d’économie industrielle conduisent généralement à qualifier un oligopole « fermé » si le RC d’ordre 4 dépasse 0,60, et un marché plutôt « ouvert » si ce même ratio est inférieur à 0,40 ; le type d’oligopole restant indéterminé pour la fourchette centrale (Beattie et Fearnley, 1994, p. 308).

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Au premier abord, les ratios d’ordre 4 français – respectivement 0,58 et 0,88 selon les approches non pondérées et pondérées – suggèrent un oligopole « fermé » concernant l’audit légal des sociétés cotées. En outre, les RC non pondérés apparaissent relativement cohérents avec ceux des études de concentration anglo-saxonnes, dont les résultats sont synthétisés par Beattie et Fearnley (1994, tableaux 8 et 9, p. 316-317) et Pong (1999, tableau 1, p. 457) pour le Royaume-Uni spécifiquement. D’après ces études, les RC d’ordre 4 relevés aux États-Unis sur des échantillons de grandes firmes s’établissent entre 0,59 et 0,61 sur la période 1964-1978 [10][10] Divers travaux couvrent cet intervalle : Zeff et Fossum.... Les valeurs les plus récentes pour ces mêmes ratios au Royaume-Uni sont de 0,59 (Beattie et Fearnley, 1994, 2 070 observations en 1991) et 0,60 (Pong, 1 401 observations en 1995).

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Il est cependant inexact de conclure, sur cette base, que les marchés français et anglo-saxons affichent un niveau de concentration équivalent. Outre les années et le nombre d’observations qui peuvent différer, les RC français sont mécaniquement biaisés à la hausse par le double commissariat aux comptes. Afin de rendre ces indicateurs comparables, les RC français doivent être retraités en retranchant du numérateur le nombre de mandats communs entre les k principaux auditeurs du marché, ces mandats entre leaders ayant fait l’objet d’un double décompte dans l’approche non pondérée [11][11] Les ratios de concentration d’ordres 6 et 8 supérieurs.... Ce retraitement a donc pour effet d’homogénéiser le numérateur et le dénominateur du RC, en neutralisant le double commissariat aux comptes et en transformant le numérateur en un nombre de sociétés auditées plutôt qu’un nombre de mandats. Ces RC « retraités » sont reportés en dernière ligne du tableau 2 pour l’approche non pondérée. Ils sont naturellement inférieurs aux RC1 initialement relevés. Le ratio d’ordre 4 passe de 0,58 à 0,49, ce qui signifie que près de la moitié des 285 firmes de l’échantillon ont parmi leurs commissaires aux comptes l’un des quatre leaders du marché. Le ratio d’ordre 6 passe de 0,78 à 0,63 alors que Peel (1997) rapporte 0,78 pour les sociétés cotées britanniques en 1995. Globalement, le marché français ressort alors sensiblement moins concentré que celui des pays anglo-saxons. L’obligation légale de co-commissariat aux comptes, qui touche de fait la quasi-totalité des sociétés cotées, n’est probablement pas étrangère à cette plus grande compétitivité apparente.

4.1.3 - Analyse sectorielle de la concentration

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Les indicateurs du tableau 2 mettent en évidence des secteurs d’activité très concentrés et d’autres plus ouverts. Pour l’une ou l’autre des deux approches de la PDM, le critère du RC(4) supérieur à 60 % révèle cinq secteurs particulièrement fermés : agro-alimentaire (n° 1), énergie et eau (n° 7), holdings et sociétés de portefeuille (n° 9), industries lourdes (n° 10), transport et auxiliaires (n° 14). On retrouve dans cette énumération deux des trois secteurs fortement réglementés (énergie et eau, transports). Le secteur du BTP, troisième secteur dit « réglementé », ne se situe pas très loin du seuil de 60 % (RC1(4) = 0,58 et RC2(4) = 0,53). Le degré de réglementation apparaît donc comme l’un des incitatifs possibles à la concentration sectorielle des cabinets d’audit.

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Les secteurs les plus ouverts à la concurrence, dont les RC(4) demeurent inférieurs à 40 %, sont les biens de consommation (n° 3), la chimie (n° 4), la communication (n° 5), la distribution (n° 6) et les matières premières (n° 12). Cette moindre concentration des prestataires semble peu associée à la taille des sous-échantillons sectoriels, RC1(4) et RC2(4) ayant respectivement une corrélation de – 0,06 et – 0,20 avec la distribution sectorielle des 285 entreprises.

4.1.4 - La rivalité entre Big Six et Majors nationaux

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Le tableau 2 présente également les PDM cumulées par les Big Six d’une part, et les sept Majors nationaux d’autre part. La PDM globale des Big Six représente exactement le double de celle des Majors en nombre de mandats (0,70 vs. 0,35). Très logiquement, l’écart se creuse avec l’approche pondérée et le rapport passe de trois à un (1,11 vs. 0,37). Il est intéressant de noter que si l’effet taille confirme la domination économique des cabinets anglo-saxons, il demeure pratiquement sans incidence sur la PDM des Majors. Cela conforte la vision praticienne, qui tend à placer les sociétés cotées de taille moyenne comme segment de prédilection pour les réseaux nationaux de commissariat aux comptes. Au niveau sectoriel, il est possible d’identifier les secteurs sur lesquels les Big Six sont en position de forte domination – par exemple si leur PDM est au moins le double de celle des Majors par l’une des deux approches –, les secteurs concurrentiels entre Big Six et Majors, et éventuellement les secteurs dominés par les Majors. Il ressort que 9 secteurs sur 14 sont sous forte domination des Big Six : biens de consommation (n° 3), chimie (n° 4), distribution (n° 6), énergie et eau (n° 7), holdings et sociétés de portefeuille (n° 9), industries de base et lourdes (n° 10), industries de transformation (n° 11), matières premières (n° 12) et services (n° 13). Les autres secteurs sont a priori plus concurrentiels, celui des transports se démarquant comme le seul à être largement dominé par les Majors.

4.2 - Les déterminants de la spécialisation de l’auditeur

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Le tableau 3 page suivante donne la ventilation des spécialistes désignés pour chacun des 14 secteurs d’activité, au total et par grandes catégories d’auditeurs (Big Six, Majors et autres cabinets) et selon les deux approches retenues de la PDM. Dans les deux cas, la PDM minimale pour qu’un cabinet soit qualifié de spécialiste est fixée à 10 %.

Tableau 3 - Répartition des spécialistes par secteurs d’activité et catégories d’auditeursTableau 3

Secteurs d’activité (nomenclature Dafsa) : 1. Agro-alimentaire, 2. Bâtiment et travaux publics, 3. Biens de consommation, 4. Chimie, 5. Communication, 6. Distribution, 7. Énergie et eau, 8. Hautes technologies, 9. Holding et sociétés de portefeuille, 10. Industries de base et lourdes, 11. Industries de transformation, 12. Matières premières, 13. Services, 14. Transport et auxiliaires.

Voir le tableau 1 pour les détails relatifs à l’échantillon et aux principaux cabinets identifiés par grandes catégories.

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Le nombre total de spécialistes identifiés s’établit respectivement à 70 et 60 pour les approches non pondérées et pondérées sur la base du chiffre d’affaires. Contrairement aux attentes, l’approche pondérée ne favorise pas les grands cabinets : par rapport à l’approche non pondérée, les Big Six perdent neuf spécialistes, les Majors trois, alors que les autres cabinets en gagnent deux.

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Des statistiques et tests univariés sont présentés dans les tableaux 4A et 4B, page 163, pour les variables continues et binaires respectivement. Les tests visent à comparer les sociétés qui se sont dotées d’au moins un spécialiste (AUDSPE_B1 ou AUDSPE_B2 = 1) avec celles qui n’ont pas nommé de commissaires aux comptes spécialistes dans leur secteur (AUDSPE_B1 ou AUDSPE_B2 = 0).

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Le tableau 4A montre que les sociétés ayant au moins un spécialiste ont un actionnariat interne sensiblement moins élevé (p<10% et 1 % selon les approches non pondérées et pondérées), et une plus grande proportion d’administrateurs indépendants dans leur conseil d’administration ou de surveillance (p < 1 % et 5 %). En revanche, les ratios d’endettement à terme restent quasi identiques pour les firmes avec ou sans spécialiste(s). Les caractéristiques de complexité comme le nombre de sociétés consolidées, le total de l’actif ou la proportion de sociétés étrangères diffèrent aussi très significativement, et dans la direction attendue, selon que la firme s’est dotée ou non d’un spécialiste.

Tableau 4A. Analyse univariée des déterminants de la sélection d’un auditeur spécialisé – variables continues

Les tests de Student (T-test) sont ajustés en cas d’inégalité des variances.

*, ** et *** désignent respectivement les probabilités critiques bilatérales inférieures à 0,10, 0,05 et 0,01.

Critères de regroupement : AUDSPE_B1 = 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 % des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon ; AUDSPE_B2 = 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 %, mesurée d’après le chiffre d’affaires, des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon.

Variables testées : INSIDERS = fraction du capital détenue par les dirigeants, les administrateurs et les fonds d’épargne salariale ; DLT_TA = ratio des dettes financières à long terme au total de l’actif consolidé ; ADMEX = proportion de membres indépendants dans le conseil d’administration ou de surveillance.

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Le tableau 4B présente, pour les variables modales binaires, les tableaux de contingence et tests d’indépendance du khi-deux. Il ressort une association très significative (p < 0,01) entre la présence d’un comité d’audit, ou la cotation sur un marché américain, et celle d’un auditeur spécialisé. L’appartenance à un secteur réglementé ne semble également pas étrangère au choix de la spécialisation (p < 0,10).

Tableau 4B. Analyse univariée des déterminants de la sélection d’un auditeur spécialisé – variables binaires

Résultats reportés : tableaux de contingence croisés (1,0), différence de proportions entre les sous-échantillons de firmes avec et sans spécialistes, statistique du test d’indépendance du Khi-deux. *, ** et *** désignent respectivement les probabilités critiques unilatérale inférieures à 0,10, 0,05 et 0,01. Le test d’indépendance utilise la statistique exacte de Fisher lorsque des cellules contiennent des effectifs inférieurs à 5.

Critères de regroupement : AUDSPE_B1 = 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 % des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon ; AUDSPE_B2 = 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 %, mesurée d’après le chiffre d’affaires des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon.

Variables testées : DUAL = 1 si la société est à conseil de surveillance (SA à directoire ou SCA), et 0 sinon ; COMITE = 1 s’il existe un comité d’audit, et 0 sinon ; COTUSA = 1 si la société est cotée sur un marché financier américain (NYSE, AMEX, NASDAQ ou OTC), et 0 sinon ; REG = 1 si la société exerce sur un secteur d’activité considéré comme réglementé (transports, eau, gaz, électricité et BTP), et 0 sinon.

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Une analyse multivariée est néanmoins nécessaire pour apprécier le caractère déterminant de telle ou telle caractéristique sur la propension d’une société à engager un auditeur spécialisé. Le tableau 5 présente les résultats du modèle de spécialisation suivant, après transformation logistique (LOGIT) des variables dépendantes binaires, ou selon la procédure des moindres carrés ordinaires (MCO) pour la variable dépendante continue :

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Les variables désignant la taille (LnACTIF) et le nombre de sociétés consolidées (LnNSC) sont corrélées à hauteur de 0,840, ce qui est susceptible d’introduire des multicolinéarités. Pour remédier à ce problème, nous avons décidé d’introduire LnNSC singulièrement dans le modèle car nous estimons cette caractéristique plus directement liée aux motivations d’embauche d’un spécialiste. La taille de la firme capte en effet une multitude de facteurs autres que la complexité, notamment les coûts d’agence ou les coûts politiques ; nous retenons alors uniquement son impact marginal, une fois considéré le nombre de sociétés consolidées. Ainsi, RES_TAIL désigne les résidus de la régression de LnACTIF sur LnNSC, dont l’estimation selon les moindres carrés ordinaires est LnACTIF = 11,056 + 1,134.LnNSC + ? (R-deux ajusté = 0,70). La matrice des corrélations bivariées, non présentée afin de ne pas trop alourdir l’article, suggère que les autres relations entre variables explicatives ne sont pas de nature à biaiser les estimations du modèle.

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Les trois modèles présentent un point commun : le pouvoir déterminant du nombre de sociétés consolidées (variable de complexité de l’audit) sur la présence d’un auditeur spécialisé ou sur le degré de spécialisation des auditeurs mesuré de manière continue. La taille de la firme a également un impact marginal positif. Les autres variables ressortent peu significatives, à l’exception de l’indépendance du conseil d’administration pour l’approche non pondérée et de l’appartenance à un secteur réglementé pour le modèle continu. Ainsi, globalement, il semble que les motivations des sociétés cotées à engager un auditeur statutaire a priori spécialisé répondent surtout à des enjeux de complexité. On peut alors penser qu’une stratégie de spécialisation sectorielle stimule la performance des cabinets d’audit, possiblement par le biais d’effets d’apprentissage qui leur permettent d’offrir des services de meilleure qualité ou de qualité équivalente à moindre coût.

4.3 - Analyses de sensibilité

4.3.1 - Spécialisation vs. réputation de l’auditeur

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Étant donné leur taille et leur poids économique, la distribution des cabinets spécialistes profite largement aux Big Six. Le tableau 3 montre en effet qu’ils représentent globalement 74 % et 72 % du nombre total de spécialistes qualifiés selon les approches non pondérées et pondérées respectivement. Une confusion est alors possible entre « spécialiste » et Big Six, le second critère concernant davantage la réputation de l’auditeur (Piot, 2001). Dès lors, il est intéressant d’apprécier la sensibilité de nos modèles aux différentes catégories de cabinets. Pour cela, les modèles logistiques ont été réestimés en séparant les firmes auditées par au moins un Big Six des autres. Les résultats indiquent une forte sensibilité des modèles. En l’espèce, seules les firmes non auditées par les Big Six donnent des régressions de qualité globale équivalente, avec des coefficients qui confirment les résultats précédents concernant le pouvoir explicatif des variables ADMEX, LnNSC et RES_TAIL (au seuil statistique de 10 % cependant pour les deux dernières). Les modèles estimés au niveau des Big Six sont globalement non significatifs d’après le test de nullité simultanée de tous les coefficients. Il semble donc que le modèle proposé soit mal spécifié pour expliquer une demande de spécialisation sectorielle au sein des grands réseaux anglo-saxons, ou que des effets de réputation viennent perturber la mesure de spécialisation proposée. Des investigations complémentaires montrent en effet qu’en réestimant les modèles avec les firmes dont l’auditeur principal est soit un Big Six, soit un des Majors, on retrouve les résultats du tableau 5 [12][12] Afin de tester plus spécifiquement la robustesse des....

Tableau 5 - Analyse multivariée des déterminants de la sélection d’un auditeur spécialiséTableau 5

Le nombre total d’entreprises utilisées pour les estimations est de 275, étant donné dix observations manquantes pour la variable ADMEX.

Les coefficients significatifs (probabilité critique bilatérale < 0,05) sont repérés en caractères gras.

Variables dépendantes : AUDSPE_B1 = 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 % des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon ; AUDSPE_B2 = 1 si un des commissaires aux comptes détient une PDM d’au moins 10 %, mesurée d’après le chiffre d’affaires, des sociétés du secteur de la société auditée, et 0 sinon ; AUDSPE_C = somme des PDM des co-commissaires aux comptes dans le secteur d’activité de la société auditée, calculée sur la base du chiffre d’affaires des sociétés du secteur.

Variables indépendantes : INSIDERS = fraction du capital détenue par les dirigeants, les administrateurs et les fonds d’épargne salariale ; DLT_TA = ratio des dettes financières à long terme au total de l’actif consolidé ; ADMEX = proportion de membres indépendants dans le conseil d’administration ou de surveillance ; DUAL = 1 si la société est à conseil de surveillance (SA à sirectoire ou SCA), et 0 sinon ; COMITÉ = 1 s’il existe un comité d’audit, et 0 sinon ; COTUSA = 1 si la société est cotée sur un marché financier américain (NYSE, AMEX, NASDAQ ou OTC), et 0 sinon ; REG = 1 si la société exerce sur un secteur d’activité considéré comme réglementé (transports, eau, gaz, électricité et BTP), et 0 sinon.

4.3.2 - Seuil de spécialisation

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Nous avons retenu un seuil de 10 %, du nombre de sociétés ou des ventes sectorielles, pour qualifier les cabinets d’audit de spécialistes ou non. Il se peut que nos résultats soient sensibles à ce seuil arbitraire. Cette sensibilité est appréciée en déplaçant le seuil de 10 à 15 %, donc en resserrant les contraintes de spécialisation. Avec ce nouveau seuil, le nombre de sociétés ayant au moins un spécialiste parmi ses commissaires aux comptes descend à 111 (120) avec l’approche non pondérée (pondérée). Les résultats logistiques sont sensiblement différents pour l’approche non pondérée, où la variable ADMEX n’est plus significative (p = 0,112) alors que REG prend un coefficient positif significatif (p < 5 %). Dans l’approche pondérée, les deux variables de complexité restent très significatives (p < 1 %). On peut donc relever une certaine robustesse des résultats relatifs à la complexité face aux variations du seuil de spécialisation. En outre, le facteur réglementaire semble prendre de l’importance lorsque le seuil de spécialisation se fait plus contraignant.

4.4 - La structure du marché a-t-elle été modifiée depuis 1997 ?

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Nos résultats empiriques s’appuient sur une situation de marché plus ouverte que la situation actuelle. Depuis 1997, le nombre de grands réseaux anglo-saxons est en effet passé de six à quatre, après la méga-fusion entre PriceWaterhouse et Coopers & Lybrand d’une part, et la disparition du réseau Arthur Andersen dans la tourmente d’Enron d’autre part. La structure globale et sectorielle du marché de l’audit français a-t-elle subi des modifications ? Si les travaux empiriques anglo-saxons menés dans ce contexte s’accordent sur une hausse globale de la concentration, l’impact des regroupements de cabinets sur la géographie sectorielle et la compétitivité du marché reste plus complexe à appréhender. En Australie, Thavapalan et al. (2002) constatent que la fusion PricewaterhouseCoopers (PwC par la suite) a en fait permis de rééquilibrer la compétition dans plusieurs secteurs d’activité, en donnant naissance à un acteur de poids équivalent à KPMG qui auparavant occupait souvent la place de leader. Au Royaume-Uni, les simulations de Duxburry et al. (2004) suggèrent que la fusion PwC est venue grever la position dominante qu’occupait PriceWaterhouse avant cette opération. Dans la période post-fusion (1998-2001), PwC subit une érosion importante de son portefeuille de mandats qui semble avant tout profiter aux non-Big Five. La méga-fusion PwC aurait donc un impact stimulant sur la concurrence et la rivalité entre les cabinets d’audit.

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Dans le contexte français, cette dynamique de marché reste plus difficile à apprécier en raison du co-commissariat aux comptes – imposant notamment un changement systématique lorsque les deux co-commissaires d’une société se rapprochent –, et surtout en raison de la durée légale du mandat qui limite, dans l’absolu, les possibilités de réalignements spontanés entre offre et demande de services d’audit. Néanmoins, la situation actuelle autorise, sur la base des états financiers 2003, une analyse pertinente de l’impact de la fusion PwC au niveau de notre échantillon. Il s’est en effet écoulé six exercices depuis 1997, soit la durée légale du mandat, offrant ainsi à chaque firme la latitude de remplacer chacun de ses commissaires aux comptes. La composition du collège des auditeurs pour 2003 n’a toutefois pu être observée que pour 188 des 285 sociétés de l’échantillon initial, limitant ainsi le comparatif 1997-2003 à cet ensemble temporellement stable [13][13] Les 97 sociétés perdues se ventilent en : 74 radiations.... Pour les cabinets identifiés précédemment, dont le nombre passe à 16 après la fusion PwC [14][14] Les mandats français d’Arthur Andersen étant exercés..., le tableau 6 page suivante présente ce comparatif en termes de nombre et de mouvements des mandats, ainsi que de PDM pondérées et non pondérées. Il indique également les changements dans les positions de « spécialiste sectoriel » de chaque cabinet selon le seuil de 10 % des ventes du secteur.

Tableau 6 - Comparatif 1997-2003(1),(2),(3),(a),(b)Tableau 6

PDM1 (PDM2) désigne la PDM selon l’approche non pondérée (pondérée). Les Big Five sont Barbier Frinault (BF, ex-Andersen) ; Deloitte & Touche (DT) ; PricewaterhouseCoopers (PwC); KPMG; Ernst & Young (EY).

(1) Les mouvements de ces positions d’après l’approche non pondérée (10 % de l’effectif sectoriel) ne sont pas reportés pour des raisons de clarté. Dans une optique comparative, l’approche pondérée est a priori la plus pertinente dans la mesure où les sociétés radiées de la cote entre 1997 et 2003 sont pour l’essentiel de petites entités (second marché et marché au comptant).

(2) AA et EY étaient co-commissaires aux comptes dans cinq sociétés en 1997 ; PW et CL l’étaient dans deux sociétés.

(3) En 1997, les trois secteurs de spécialité de CL sont communs avec PW (secteurs nos 3, 4 et 11).

(a) Test d’indépendance du khi-deux à 16 ddl par rapport à la distribution initiale (285 sociétés, 314 mandats) : p = 0,0017.

(b) Test d’indépendance du khi-deux à 15 ddl, après cumul des mandats de PW et de CL, par rapport à la distribution comparable pour 1997 (188 sociétés, 209 mandats) : p = 0,0113.

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Les tests du khi-deux conduisent au rejet de l’hypothèse d’indépendance : (1) entre les distributions 1997 réduites (209 mandats) et initiales (314 mandats), et (2) entre les distributions comparées des mandats (1997-2003) pour les 188 sociétés retenues. L’analyse comparative amène par ailleurs plusieurs constatations intéressantes. Les « petits » cabinets (non représentés) perdent du terrain en cédant une trentaine de mandats. Ce recul profite essentiellement aux Big Five, dont la PDM non pondérée (pondérée) passe de 69,7 % à 83,5 % (116,4 % à 141,0 %). La position des Majors reste globalement stable, avec une PDM pondérée proche de 40 %, et seul Salustro Reydel marque une progression notable. Ainsi, à l’image des observations anglo-saxonnes, la concentration globale du marché s’accroît au bénéfice des grands réseaux internationaux. Tous sont en nette progression, à l’exception de Barbier Frinault (Arthur Andersen) qui est le seul des Big Five à afficher une perte nette de mandats. L’effet de la fusion PwC semble plutôt neutre globalement : l’ensemble cumulé (PW + CL) représente 31 mandats en 1997 (PDM2 totalisée de 29,1 %), alors que l’ensemble fusionné PwC détient 33 mandats en 2003 (PDM2 de 30,6 %). Il y a toutefois des mouvements (11 mandats gagnés, 9 perdus) qui sont le signe d’une concurrence intense à laquelle doit faire face le nouveau réseau PwC. Globalement, le comparatif 1997-2003 suggère, dans un premier temps, un certain rééquilibrage des PDM entre les grands cabinets : la domination de Barbier Frinault s’efface et les PDM pondérées de chacun convergent autour de 30 % (mis à part Ernst & Young qui demeure en retrait). Toutefois, dans un deuxième temps, le réseau Ernst & Young enrichi du portefeuille de Barbier Frinault prend une position dominante avec une PDM pondérée/ non pondérée de 50 %/ 30% sur le segment des sociétés cotées (ces PDM sont stables par rapport au cumul des deux réseaux en 1997).

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Des changements concernent également la spécialisation sectorielle constatée en 1997, avec 20 nouvelles positions de « spécialiste » et 16 pertes parmi les cabinets étudiés. Cette augmentation sensible du nombre de spécialistes concerne essentiellement les Big Five (+ 4) et se trouve donc directement liée à la concentration accrue du marché. Conformément à la tendance relevée plus haut, seul Barbier Frinault réduit sa présence dans certains secteurs. La fusion PwC ne semble pas apporter de synergies notables à ce niveau, dans la mesure où les trois secteurs de spécialisation de CL sont communs avec PW fin 1997. En revanche, l’ensemble PwC franchit le seuil de spécialisation sectorielle dans trois nouveaux secteurs en 2003 (BTP, énergie, hautes technologies). La concentration et la géographie sectorielle du marché ont donc subi des modifications substantielles sur six ans, et les regroupements entre grands réseaux sont susceptibles d’avoir influencé cette dynamique.

5 - Conclusion

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Cette étude permet de mieux cerner les caractéristiques du marché français de l’audit légal à deux niveaux : (1) la concentration des acteurs, (2) les déterminants de la spécialisation sectorielle des auditeurs en place. Premièrement, elle présente une analyse descriptive globale et par secteurs d’activité de la concentration du marché qui fait ressortir trois traits principaux :

  • La concentration globale des prestataires est importante pour le segment des sociétés cotées et caractérise une situation d’oligopole. En apparence, cette concentration est comparable à celle observée sur les marchés anglo-saxons, et notamment le marché britannique. Toutefois, après neutralisation de l’effet du double commissariat aux comptes – obligatoire en France pour la certification d’états financiers consolidés –, la concentration des acteurs ressort sensiblement moins élevée, suggérant ainsi que cette spécificité réglementaire française stimule la compétitivité du marché en laissant une porte ouverte aux cabinets nationaux.

  • Des différences marquées existent, néanmoins, entre les secteurs d’activité. L’analyse met en évidence cinq secteurs particulièrement fermés : agro-alimentaire, énergie et eau, holdings et sociétés de portefeuille, industries lourdes, transport et auxiliaires. Le degré de réglementation (transports, énergie et eau) apparaît donc comme l’un des incitatifs possibles à la concentration sectorielle des cabinets d’audit, possiblement à la recherche de gains d’apprentissage et d’une meilleure efficience opérationnelle.

  • Malgré la domination incontestable des Big Six auprès des grandes entités, les grands réseaux nationaux (Majors) tiennent leur rang et s’affirment comme une composante significative du marché, particulièrement sur le segment des sociétés de taille moyenne. Il existe là encore des disparités sectorielles. Les Big Six sont en position de forte domination sur la majorité des secteurs, mais quelquesuns semblent plus concurrentiels (agro-alimentaire, bâtiment et travaux publics, communication, haute technologie). Le secteur des transports est, quant à lui, largement dominé par les Majors.

Deuxièmement, une analyse déterministe permet d’identifier les facteurs associés à la présence d’un auditeur spécialisé. La modélisation logistique montre que la propension d’une firme à se doter d’au moins un auditeur spécialisé dans son secteur augmente avec la complexité organisationnelle, et plus particulièrement en fonction du nombre d’entités consolidées. Le fait d’appartenir à un secteur réglementé semble également avoir une influence positive sur le niveau global de spécialisation sectorielle des co-commissaires aux comptes. En somme, les motivations à engager un auditeur spécialisé seraient davantage en accord avec une demande de compétence spécifique dans le domaine, ce qui peut s’interpréter d’une certaine manière par une recherche de qualité de l’audit. Cependant, il s’agit là d’une demande de qualité effective des prestations non reliée aux variables d’agence, qui restent marginalement non significatives. Autrement dit, la spécialisation sectorielle semble difficile à « vendre » dans le processus de régulation des conflits d’agence liés au financement des firmes cotées. Globalement, nos résultats suggèrent que les cabinets d’audit ont un intérêt économique à se spécialiser dans certains secteurs d’activité, afin de dégager des rentes opérationnelles consécutives aux effets d’apprentissage, et/ou d’améliorer la qualité des prestations.

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Ces conclusions sont fondées sur une analyse empirique du marché fin 1997. Cette date permet d’avoir accès à un marché encore relativement ouvert sur le plan des grands acteurs, et autorise des comparaisons avec les travaux anglo-saxons dont la quasi-totalité couvre également un marché de Big Six. Néanmoins, la structure du marché mondial de l’audit a significativement évolué depuis, d’abord à partir de septembre 1998 avec la méga-fusion de PriceWaterhouse et de Coopers & Lybrand donnant naissance aux Big Five, et depuis septembre 2002 avec la faillite du réseau Andersen et sa reprise partielle par Ernst & Young en Europe continentale ou Deloitte & Touche en Amérique du Nord. La dynamique de marché en France, observée par le biais d’une comparaison 1997-2003 sur nos données, s’illustre alors par des changements structurels significatifs. Ces changements s’apprécient par une concentration globale accrue au bénéfice des grands cabinets anglo-saxons, ainsi que par une relative modification des positions de « spécialiste sectoriel » relevées six ans plus tôt. Outre le problème de relativité dans la mesure de spécialisation sectorielle retenue – rendant cette mesure fortement dépendante de la tendance concentrationnaire –, il convient de s’interroger sur la stabilité temporelle des déterminants de la spécialisation sectorielle relevés fin 1997. La question qui demeure est alors de savoir si la dynamique de concentration – qui ne semble pas pour l’instant remettre en cause l’équilibre des rapports de forces entre grands cabinets – s’accompagne d’une dynamique de réalignements de la part des sociétés auditées. La recherche des déterminants des nombreux changements d’auditeur survenus depuis 1997 apportera une réponse à cette question.

L’auteur tient à remercier l’Alliance de recherche « Gouvernance, juricomptabilité et création de valeur », financée dans le cadre de l’Initiative sur la nouvelle économie du Conseil de recherches en sciences humaines (CRSH) du Canada, ainsi que la Chaire en gouvernance et juricomptabilité d’HEC Montréal, pour leur soutien financier. Les commentaires et suggestions d’un réviseur anonyme, d’un rapporteur au 3e colloque international « Gouvernance et juricomptabilité : les enjeux » (HEC Montréal, juin 2004), ainsi que des participants au congrès de l’AFC (Orléans, mai 2004) ont été particulièrement appréciés.


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Notes

[1]

Aux États-Unis, la fin des années 1970 marque une période relativement intense sur le plan de l’activité judiciaire dans les milieux d’affaires. Le vote du Foreign Corrupt Practice Act en 1977 vient étendre la responsabilité des administrateurs dans les pratiques frauduleuses. Il semble que ces changements législatifs aient eu un effet ricochet sur la condition des auditeurs, avec collatéralement une augmentation du nombre de poursuites. Dès lors, les grands cabinets d’audit (Big Eight notamment) se sont mis à jouer un rôle d’assureur par le biais des réclamations de dommages et intérêts dont ils faisaient l’objet (théorie dite des deep pockets). Ces pressions ont peut-être incité les grands cabinets à développer des domaines d’expertise pour tenter d’endiguer les contestations en justice relatives à la qualité de leurs diligences.

[2]

D’après DeAngelo (1981), la qualité de l’audit s’analyse comme la probabilité jointe, évaluée par le marché, que l’auditeur découvre une anomalie dans les états financiers (la compétence), et qu’il la révèle (l’indépendance) aux utilisateurs externes de ces états financiers.

[3]

La méga-fusion entre PriceWaterhouse et Coopers & Lybrand est effective à compter de septembre 1998. Plus récemment, la disparition d’Arthur Andersen, et la reprise de ses mandats par le réseau Ernst & Young, réduit à quatre les grands réseaux internationaux.

Les conséquences apparentes de ces événements sont abordées à travers une analyse de l’évolution structurelle du marché entre 1997 et 2003, dont les constatations empiriques sont reportées en 4.4.

[4]

En l’espèce, sur les 42 mandats de Mazars & Guérard, 15 sont conjoints avec l’un des Big Six, et 7 avec l’un des autres Majors.

[5]

Hogan et Jeter (1999) indiquent une corrélation de 0,62 entre l’indice de Herfindahl et le ratio de concentration d’ordre 3.

[6]

En raison du double commissariat aux comptes, qui concerne l’ensemble des firmes de l’échantillon, le ratio de concentration maximal correspond à la valeur 2 et non à l’unité. Une telle valeur sera atteinte si deux auditeurs contrôlent toutes les firmes du secteur : cela signifie qu’ils se retrouvent systématiquement co-commissaires aux comptes. Si un auditeur est présent dans toutes les firmes du secteur et qu’aucun autre cabinet n’affiche une pénétration significative, le ratio de concentration sera alors sensiblement supérieur à l’unité. Nous optons pour cette approche par choix méthodologique, conformément à l’esprit du co-commissariat aux comptes. Un cabinet ne peut en effet détenir plus de mandats qu’il n’y a de sociétés sur un marché ; sa PDM doit donc être mesurée par rapport à ce nombre de sociétés et non par rapport au nombre total de mandats offerts par le marché en question.

[7]

Eichenseher (1985) trouve, notamment, que la propension des sociétés du NYSE à engager un non-Big Eight diminue si la proportion des actifs détenus hors des États-Unis est supérieure à 10 %.

[8]

Aucune firme de l’échantillon n’appartient au secteur des télécoms.

[9]

Les coefficients de corrélation entre (RC1 – RC2) et les effectifs sectoriels sont de 0,27, 0,17, 0,06 et – 0,34 pour les RC d’ordres 3, 4, 6 et 8 respectivement ; et de – 0,24 pour la différence au niveau des indices de Herfindahl (HERF1 – HERF2).

[10]

Divers travaux couvrent cet intervalle : Zeff et Fossum (1967), Rhode et al. (1974), Schiff et Fried (1976), Dopuch et Simunic (1980), Campbell et McNiel (1985). Le nombre d’observations utilisé va de 500 à 650 firmes, généralement celles de l’indice Fortune 500. Plus récemment, l’étude de Tonge et Wootton (1991), portant sur 5 962 sociétés cotées, rapporte un ratio de concentration de 0,65 pour 1989.

[11]

Les ratios de concentration d’ordres 6 et 8 supérieurs à l’unité avec l’approche pondérée illustrent sans équivoque le fait que les six ou huit cabinets leaders agissent en co-commissaires aux comptes auprès d’un certain nombre de sociétés.

[12]

Afin de tester plus spécifiquement la robustesse des modèles à cette confusion possible entre spécialisation et réputation, la variable BIG6 – repérant les firmes auditées par au moins un Big Six – est introduite en tant que facteur exogène. Cette variable se révèle systématiquement positive et très significative, signe du lien entre « spécialiste » et grand cabinet anglo-saxon, mais les coefficients des autres variables exogènes ne sont pas remis en cause.

[13]

Les 97 sociétés perdues se ventilent en : 74 radiations de la cote à la suite d’une offre

publique de retrait (perte du statut d’émetteur public et interruption de toutes publications financières au BALO), 13 fusionsabsorptions, 3 liquidations ou plans de cession, et 7 sociétés pour lesquelles aucune information n’a pu être retracée tant au niveau de la cote que des sites financiers.

[14]

Les mandats français d’Arthur Andersen étant exercés par un cabinet indépendant (Barbier Frinault & autres), ils ne sont pas cumulés avec ceux de Ernst & Young : dans les états financiers 2003, le nom « Barbier Frinault » apparaît encore distinctement, suivi de la mention d’appartenance au réseau Ernst & Young. Cette présentation permet alors de mieux apprécier les effets de la disparition d’Andersen en 2002, tout en gardant à l’esprit que cette appréciation ne peut être pour l’heure que partielle étant donné la durée légale du mandat de commissariat.

Résumé

Français

Cette étude analyse la concentration globale et sectorielle des cabinets d’audit, ainsi que les déterminants de la spécialisation sectorielle de l’auditeur nommé, pour les sociétés françaises cotées fin 1997. L’analyse descriptive montre une concentration globale de type oligopolistique, mais sensiblement moins élevée par rapport aux marchés anglo-saxons. Il existe des différences marquées entre secteurs d’activité qui ne semblent pas étrangères au degré de réglementation. Enfin, malgré la domination des Big Six, les grands réseaux nationaux (Majors) s’affirment comme une composante significative, possiblement grâce à l’obligation légale de cocommissariat. L’analyse déterministe révèle que la présence d’un auditeur spécialisé augmente avec la complexité organisationnelle de la firme ; et que l’appartenance à un secteur réglementé affecte positivement l’implication sectorielle des auditeurs nommés. Ces résultats appuient une demande de compétences spécifiques.

Mots clés

  • audit statutaire
  • concentration
  • spécialisation sectorielle
  • big six

English

This paper investigates the global and industry concentration of auditors, as well as the determinants of the appointment of specialized auditors by French listed companies in 1997. The descriptive analysis documents that the global concentration is typically the one of an oligopolistic market ; however less pronounced than in Anglo-Saxon countries. Significant differences exist between industries, which could be attributable to regulation. Finally, and despite the domination of Big Six auditors, large national audit networks stand out as significant actors, which probably owes to the mandatory requirement of joint auditorship. The determinant analysis shows that the presence of a specialized auditor increases with firm complexity ; and that firms operating in regulated industries tend to engage auditors with a higher industry implication. These results are consistent with a demand for specific competencies.

Keywords

  • statutory auditing
  • auditor concentration
  • industry specialization
  • big six

Plan de l'article

  1. 1 - Introduction
  2. 2 - Un modèle formel de concentration sectorielle des cabinets d’audit
    1. 2.1 - Les motivations à la concentration sectorielle
    2. 2.2 - Les freins à la concentration sectorielle
  3. 3 - Les aspects méthodologiques
    1. 3.1 - L’échantillon étudié
    2. 3.2 - Les indices de concentration
    3. 3.3 - Les mesures de spécialisation sectorielle des auditeurs
    4. 3.4 - Les déterminants de la sélection d’un auditeur spécialisé
      1. 3.4.1 - Les variables d’agence et de gouvernance
      2. 3.4.2 - Les facteurs de complexité de la mission d’audit
  4. 4 - Les résultats empiriques
    1. 4.1 - L’étude descriptive de la concentration
      1. 4.1.1 - Sensibilité à la mesure des PDM
      2. 4.1.2 - Analyse globale de la concentration
      3. 4.1.3 - Analyse sectorielle de la concentration
      4. 4.1.4 - La rivalité entre Big Six et Majors nationaux
    2. 4.2 - Les déterminants de la spécialisation de l’auditeur
    3. 4.3 - Analyses de sensibilité
      1. 4.3.1 - Spécialisation vs. réputation de l’auditeur
      2. 4.3.2 - Seuil de spécialisation
    4. 4.4 - La structure du marché a-t-elle été modifiée depuis 1997 ?
  5. 5 - Conclusion

Pour citer cet article

Piot Charles, « Concentration et spécialisation sectorielle des cabinets d'audit sur le marché des sociétés cotées en 1997-1998 », Comptabilité - Contrôle - Audit, 2/2005 (Tome 11), p. 149-173.

URL : http://www.cairn.info/revue-comptabilite-controle-audit-2005-2-page-149.htm
DOI : 10.3917/cca.112.0149


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