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Comptabilité - Contrôle - Audit

2008/2 (Tome 14)


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Introduction

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Dans un environnement où l’information financière doit véhiculer une image fidèle de la firme, mais aussi être diffusée rapidement, les professionnels de la comptabilité sont, de plus en plus, amenés à gérer une situation de compromis entre fiabilité et pertinence des états financiers. L’intervention des auditeurs étant une composante majeure du processus de reddition des comptes, le délai d’audit – temps écoulé entre la fin de l’exercice financier et la date du rapport d’audit – représente alors un enjeu important.

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Du côté de la fiabilité, le délai d’intervention laissé aux auditeurs doit être raisonnable eu égard à l’étendue des diligences requises par la mission. Autrement dit, une date de certification éloignée de la fin de l’exercice constitue un élément de fiabilité des chiffres publiés, pouvant résulter à la fois d’une plus grande précision des estimations comptables portées au bilan, et de diligences plus étendues de la part des auditeurs. À ce titre, les normes d’audit visent plutôt à protéger ce volet de fiabilité de l’information comptable. Le référentiel international prévoit en effet que l’auditeur date « son rapport sur les états financiers à une date qui n’est pas antérieure à celle à laquelle il a recueilli des éléments probants suffisants et appropriés pour fonder son opinion, [lesquels] doivent inclure le fait qu’un jeu complet d’états financiers de l’entité a été arrêté et que les personnes chargées de l’établissement des états financiers ont déclaré qu’elles en prenaient la responsabilité » (norme ISA 700.52). Le référentiel français abonde dans le même sens : la date du rapport d’audit doit être celle de la fin des travaux de contrôle qui se situe, compte tenu des contraintes juridiques, entre la date d’arrêté des comptes par le conseil d’administration et 15 jours avant l’assemblée générale (norme CNCC 2-602). Néanmoins, les auditeurs étant responsables de l’impact des évènements survenus jusqu’à la date d’expression de leur opinion, ils ont globalement intérêt à dater leur rapport au plus vite une fois les travaux de vérification achevés ou quasi-achevés.

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Du côté de la pertinence, une diffusion trop tardive de l’information financière réduit son utilité décisionnelle pour les utilisateurs externes. À ce niveau, la rapidité avec laquelle l’opinion d’audit et les états financiers sont divulgués au public constitue un élément important de l’efficience [semi-forte] des marchés de capitaux. En effet, la présence et la persistance de déséquilibres informationnels sur la qualité de l’information financière, entre des agents « informés » et d’autres moins bien informés, induit des coûts de sélection adverse et un coût du capital plus élevé (Danielsen et al. 2007). Dès lors, nul doute que les entreprises soumises à une forte demande d’information exercent des pressions sur leurs auditeurs afin qu’ils produisent leur rapport le plus rapidement possible, ce qui peut être préjudiciable à la fiabilité de l’information diffusée.

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L’objectif de cette étude est d’évaluer empiriquement ce compromis entre fiabilité et pertinence dans le contexte des délais d’audit pratiqués en France. Cette recherche, axée sur les déterminants dudit délai, présente un double intérêt au vu des nombreuses spécificités du terrain en question. Sur le plan informationnel, premièrement, les contraintes légales et réglementaires françaises relatives au délai de publication des états financiers restent globalement plus souples que sur les marchés anglo-saxons. Aux États-unis, les sociétés cotées disposent de 90 jours pour déposer leurs comptes audités à la SEC ; en France, elles doivent publier des comptes provisoires dans les quatre mois de la clôture, puis les faire approuver en assemblée générale dans les six mois (art. 157-1, Loi du 24/07/1966) avant dépôt et publication définitive [1][1] Les sociétés qui ont adhéré aux segments Nexteconomy.... Cette plus grande latitude est susceptible d’alimenter la variabilité des délais d’audit et la discrétion des dirigeants au niveau du calendrier de reddition des comptes, d’autant plus que l’exigence de publier des comptes sous quatre mois n’est pas, à la base, assortie d’une obligation de certification par les auditeurs contrairement aux environnements anglo-saxons. Cette dernière latitude disparaît néanmoins avec l’application de la Directive européenne Transparence (Parlement européen 2004), qui impose à compter de 2007 la publication et le dépôt du rapport financier annuel audité, donc définitif, dans les quatre mois. Il est de ce point de vue intéressant, pour les autorités boursières, de connaître les facteurs associés à une validation plus ou moins prompte des chiffres comptables, d’autant plus que l’assimilation de l’information par le marché suit une dynamique là encore différente en France par rapport aux environnements anglo-saxons. Aux États-unis, notamment, l’obligation de publier des états financiers trimestriels fait que l’information comptable se trouve assimilée plus rapidement par le marché ; il en résulte une moindre valeur informative des comptes annuels. Toutefois, le modèle analytique de Gigler et Hemmer (1998) montre que ces derniers ont au minimum un rôle confirmatoire des divulgations intérimaires. Les états financiers audités sont alors un élément important de recadrage des rapports intérimaires, lesquels ne font d’ailleurs pas l’objet d’une certification. En outre, le cadre réglementaire français se démarque significativement des obligations américaines de reddition de comptes : les rapports intérimaires ne sont que semestriels. Les attentes du marché sont donc potentiellement plus fortes au niveau des divulgations annuelles. Les résultats empiriques de Gajewski et Quéré (2001) vont dans ce sens ; ils montrent que le marché réagit significativement aux annonces de résultats semestrielles et annuelles, et que la magnitude des réactions est même souvent plus forte pour les résultats annuels que pour les résultats semestriels.

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Sur le plan économique, deuxièmement, le délai d’audit est l’un des substituts observables de l’efficience des auditeurs. En intégrant les paramètres qui échappent à leur contrôle, tels les facteurs de complexité et de risque de la mission, la recherche des déterminants du délai d’audit permet d’apprécier l’efficience des producteurs du service d’audit. En France, les sociétés astreintes à publier des états financiers consolidés ont l’obligation légale de les faire certifier par deux cocommissaires aux comptes distincts (art. L823-20, Code de commerce). Cette disposition offre, là encore, une certaine latitude aux sociétés cotées pour composer leur collège d’auditeurs, susceptible d’influencer l’efficience de la mission. La prestation d’audit étant fortement consommatrice en moyens humains et intellectuels, tant en quantité qu’en qualité, une question importante du point de vue des régulateurs et de la Profession comptable est de savoir si le fait de recourir à un ou plusieurs grands cabinets, éventuellement spécialisés vis-à-vis de la mission, permet aux sociétés de réduire leur délai d’audit, toutes choses égales par ailleurs.

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Les hypothèses testées dans cette étude s’inscrivent dans un cadre conceptuel de qualité de l’information financière en référence, notamment, aux critères de fiabilité et de pertinence d’une telle information. Elles traduisent (1) l’effort d’audit associé aux contraintes de complexité et de risque de la mission, (2) la demande externe d’information financière, (3) les motivations managériales à diffuser promptement cette information, et (4) les capacités d’intervention et l’expertise des auditeurs en fonction. L’échantillon comprend les principales capitalisations boursières françaises (sociétés de l’indice SBF 120) sur la période 1999-2001.

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La section 2 développe les hypothèses à partir d’une revue de la littérature et du contexte français. La section 3 précise les aspects méthodologiques, et la section 4 présente les résultats empiriques. Une dernière section résume ces résultats et met en relief les contributions de l’étude.

1 - Littérature et hypothèses

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Les travaux visant à expliquer le délai d’audit – parfois en parallèle du délai d’annonce des résultats – couvrent principalement les marchés financiers anglo-saxons, à savoir l’Australie (Whittred 1980 ; Davies et Whittred 1980), la Nouvelle-Zélande (Courtis 1976 ; Gilling 1977 ; Carslaw et Kaplan 1991), les États-unis (Garsombke 1981 ; Givoly et Palmon 1982 ; Ashton et al. 1987 ; Bamber et al. 1993 ; Schwartz et Soo 1996 ; Henderson et Kaplan 2000 ; Knechel et Payne 2001), et le Canada (Ashton et al. 1989 ; Newton et Ashton 1989). Quelques études portent néanmoins sur des marchés plus « émergeants », comme Hong-Kong (Ng et Tai 1994 ; Jaggi et Tsui 1999) ou le Zimbabwe (Owusu-Ansah 2000). Courteau et Zhégal (1999) proposent une comparaison internationale des déterminants du délai d’audit dans huit pays industrialisés, quatre pays anglo-saxons et quatre « continentaux » dont la France. Soltani (2002) s’intéresse plus particulièrement aux délais d’audit et d’approbation des comptes dans les sociétés cotées françaises entre 1986 et 1995. Il observe une diminution sensible des délais d’audit et de tenue de l’Assemblée Générale Ordinaire sur cette période, et constate également que ces délais sont statistiquement plus longs quand le rapport d’audit est assorti de réserves.

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Bamber et al. (1993) sont les premiers à proposer un modèle explicatif intégrateur du délai d’audit, axé sur trois catégories de facteurs : (1) l’effort d’audit requis, (2) les pressions ou motivations à divulguer plus ou moins rapidement les résultats financiers, et (3) l’approche structurée ou non utilisée par l’auditeur en place. Nous adaptons et affinons ce cadre d’analyse à deux niveaux :

  • au niveau des facteurs de divulgation des résultats financiers, nous distinguons la demande externe d’information d’une part, et les motivations managériales associées à la nature, bonne ou mauvaise, de la nouvelle véhiculée par les résultats financiers d’autre part ;

  • au niveau de la production du service d’audit, nous omettons le caractère structuré ou non de l’approche [2][2] Certains travaux distinguent les cabinets d’audit selon... au profit des caractéristiques de taille / réputation des auditeurs (Big Five, Majors nationaux ou autres cabinets), tout en intégrant la spécificité du co-commissariat aux comptes. Outre cette approche catégorielle classique des moyens et capacités d’intervention, nous intégrons une mesure de compétence relative des auditeurs (Bennecib 2002) à travers leur degré d’expertise sectorielle.

Cela conduit, par conséquent, à développer quatre famille d’hypothèses : (1) l’effort d’audit, (2) la demande externe d’information financière, (3) les motivations managériales associées à la nature de la nouvelle, et (4) les capacités d’intervention des auditeurs en place, à la fois quantitatives (taille) et qualitatives (expertise sectorielle).

1.1 - Les facteurs liés l’effort d’audit

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L’étendue des diligences requises pour certifier les comptes peut affecter la durée d’intervention des auditeurs. Plus cet effort d’audit (généralement exprimé en heures) est important, plus le délai d’audit devrait être long. Les normes professionnelles imposent un effort d’audit accru dans les missions complexes ou risquées pour l’auditeur. Toutefois, l’environnement et la qualité du contrôle interne de l’entreprise peut permettre à l’auditeur externe de réduire l’étendue de ses diligences, en considérant comme faible le risque de non contrôle.

1.1.1 - La complexité de la mission d’audit

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Dans une optique bilancielle, la complexité de la mission d’audit dépend largement de la nature des actifs à valider. Ainsi, les firmes dont l’actif comporte une forte proportion de stocks ou de créances clients nécessitent des procédés de vérification particuliers en raison du caractère manipulable de ces postes. Dans le cas des stocks – outre l’assistance aux inventaires physiques de fin d’exercice, qui n’est pas en soi un facteur d’allongement du délai de vérification –, il convient pour l’auditeur d’intégrer la complexité du système comptable analytique avec une bonne connaissance du secteur d’activité pour valider correctement les coûts unitaires. Les contrôles de fin d’exercice peuvent alors s’avérer fastidieux, particulièrement dans les sociétés dont le cycle de production est sophistiqué. Par ailleurs, la validation des comptes clients impose le déploiement d’un processus de confirmation directe relativement coûteux en temps. Empiriquement, si le poids des stocks et/ou des créances est reconnu comme un déterminant des honoraires d’audit facturés, cette variable a été très peu considérée dans les travaux sur les délais d’audit ou de publication des résultats. Seuls Givoly et Palmon (1982) ont utilisé le ratio des stocks au total de l’actif, dont ils rapportent un impact positif sur le délai d’audit. Les normes d’audit françaises étant tout à fait en harmonie avec les normes internationales ou anglo-saxonnes de validation des stocks et des comptes clients, nous formulons la première hypothèse suivante rattachée à l’effort d’audit.

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H1a : Le poids des stocks et des créances clients dans les actifs à valider affecte positivement le délai d’audit, ceteris paribus.

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Dans une optique transactionnelle de l’audit, la validation du résultat de l’exercice peut s’avérer plus ou moins complexe en fonction des estimations comptables qu’il renferme. Les flux de trésorerie sont relativement peu coûteux à valider car ils traduisent des éléments objectifs que l’auditeur peut facilement rapprocher avec des documents externes (relevés de banque par exemple). Les régularisations (accruals dans la littérature anglo-saxonne) sont souvent basées sur des estimations de la direction, et donc davantage empreintes de subjectivité. Leur corroboration peut nécessiter des diligences spécifiques, des arbitrages et des négociations entre auditeurs et dirigeants, le tout ayant pour effet de rallonger la durée de la mission (p. ex. le recours à des experts indépendants pour l’avancement des contrats à long terme, ou la confirmation des avocats relativement aux litiges en cours). En somme, les régularisations comptables sont une source d’effort d’audit accru.

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H1b : L’importance des accruals dans le résultat comptable affecte positivement de délai d’audit, ceteris paribus.

1.1.2 - Le risque de mission

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Le risque de mission se définit comme la probabilité que l’auditeur émette à tort un rapport sans réserves. Le risque de mission acceptable s’évalue en fonction des conséquences dommageables d’une opinion d’audit erronée : risque de poursuites judiciaires, perte de réputation. Ces conséquences dépendent avant tout de la capacité de l’entreprise à maintenir sa continuité d’exploitation : plus la situation financière est fragile, plus l’auditeur doit maintenir un risque de mission faible et donc étendre ses diligences. Dans cette optique, divers travaux tendent à mettre en évidence une relation positive entre la durée du processus de reddition des comptes et la présence de difficultés financières. Alford et al. (1994) enquêtent sur les motifs avancés par les sociétés américaines qui déposent leur formulaire 10K en retard ; les deux principales raisons invoquées sont des difficultés financières et des problèmes d’audit ou comptables, ces derniers pouvant d’ailleurs être associés aux difficultés financières. Les modèles de Schwartz et Soo (1996), et de Jaggi et Tsui (1999), montrent que la probabilité de faillite a un effet positif sur le délai d’audit aux États-unis et à Hong-Kong respectivement. En conséquence, nous retenons une hypothèse en relation avec l’effort d’audit accru engendré par de possibles difficultés financières à court terme de l’entreprise.

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H1c : Le risque de défaillance affecte positivement le délai d’audit, ceteris paribus.

1.1.3 - L’environnement de contrôle interne

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Un système de contrôle interne fiable peut permettre à l’auditeur de fixer un risque de non contrôle faible, et ainsi de limiter l’étendue de ses diligences corroboratives en fin d’exercice. À partir de données privées sur la clientèle d’un grand cabinet, Ashton et al. (1987) montrent une relation négative entre la qualité du contrôle interne (évaluée par l’auditeur) et le délai d’audit. La qualité du système de contrôle interne n’est généralement pas observable publiquement, en France comme ailleurs. Toutefois, la présence d’un comité d’audit – dont la formation demeure volontaire en France – peut fiabiliser l’environnement de contrôle, premier pilier du contrôle interne, en soulignant l’importance accordée à cette problématique au sein de la firme. En outre, si le comité d’audit œuvre pour la qualité du contrôle interne, s’il coordonne les travaux des équipes d’audit internes et externes dans un objectif d’allocation efficiente des ressources, alors les sociétés ayant instauré un tel comité devraient pouvoir raccourcir leur délai d’audit.

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H1d : La présence d’un comité d’audit permet de réduire le délai d’audit, ceteris paribus.

1.2 - La demande externe d’information financière

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Aux États-unis, le délai d’audit constitue le principal déterminant du délai d’annonce des résultats (Givoly et Palmon 1982, p. 491) ; Garsombke (1981) note par exemple qu’il ne s’écoule en moyenne que 2,4 jours entre la date du rapport de l’auditeur et la date d’annonce des résultats. Une divulgation rapide est en effet nécessaire pour préserver l’utilité informationnelle et la pertinence de l’information financière pour les utilisateurs externes. En France, la publication d’états financiers au BALO peut avoir lieu sans que les auditeurs se soient formellement prononcés sur la qualité des chiffres. Il est donc possible que les pressions engendrées par la demande externe d’information financière n’aient qu’un impact limité sur le délai d’audit proprement dit. Toutefois, dans la mesure où un jeu complet d’états financiers a été arrêté, les auditeurs ont intérêt à dater leur rapport au plus vite une fois leurs investigations terminées, afin de mettre un terme à l’obligation de collecte d’éléments probants sur les événements postérieurs à la clôture. Il est donc fort probable que la demande d’une publication rapide des états financiers induise un effet de même nature sur le délai d’audit. Cette demande est appréciée ici à deux niveaux : (1) le poids des actionnaires externes, non informés, qui forment le capital « flottant », et (2) la capacité de l’information comptable à répondre aux attentes des investisseurs.

1.2.1 - La demande externe émanant des actionnaires

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La théorie de l’agence énonce que la diffusion d’une information financière de qualité (i.e., auditée) sert un objectif de minimisation des coûts engendrés par séparation propriété-gestion (Jensen et Meckling 1976). En d’autres termes, les firmes dont le capital est fortement dispersé subissent une pression plus importante pour diffuser rapidement l’information financière que celles dont le capital est concentré entre les mains des dirigeants ou de quelques actionnaires de référence. La valeur informative des chiffres comptables est en effet très limitée pour ceux qui peuvent être qualifiés d’insiders, et qui du fait de leur fonction, de leur participation aux organes de surveillance ou de la détention d’un bloc d’actions significatif jouissent d’un accès privilégié à l’information. Dans cette optique, Ashton et al. (1987) montrent que les sociétés faisant appel public à l’épargne ont un délai d’audit plus court que les sociétés privées. La dispersion de l’actionnariat devrait donc entraîner une diffusion plus rapide des états financiers, incitant ainsi les auditeurs à délivrer leur opinion plus tôt [3][3] Vue sous l’angle du risque de mission, la dispersion.... Inversement, les firmes dont le capital reste concentré sur des actionnaires importants n’ont pas intérêt à engager des efforts spécifiques pour une publication rapide de l’information financière.

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H2a : Plus l’actionnariat est concentré, plus le délai d’audit est long, ceteris paribus.

1.2.2 - La capacité des états financiers à répondre aux attentes des investisseurs

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La théorie positive de la comptabilité suggère que la valeur informative des états financiers proprement dits est moindre pour les firmes à fortes opportunités de croissance (Smith et Watts 1992 ; Skinner 1993). Les états financiers sont essentiellement rétrospectifs, et leur conservatisme reflète assez mal la réalité économique des firmes de croissance, en raison notamment de l’incapacité de la comptabilité à traduire de manière satisfaisante les actifs immatériels. Dès lors, les partenaires des firmes de croissance devraient être moins attachés à l’information comptable et financière traditionnelle, et davantage intéressés par l’information stratégique et technique sur les perspectives de développement. Corrélativement, les firmes de croissance sont alors moins enclines à investir des ressources pour accélérer leur processus de reddition des comptes.

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H2b : Plus les opportunités de croissance sont importantes, plus le délai d’audit est long, ceteris paribus.

1.3 - Les motivations managériales liées à la nature de la nouvelle

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Le fait que les résultats financiers soient bons ou mauvais a été considéré parmi les déterminants du délai de publication ou d’audit : il a en effet été couramment avancé que les dirigeants ont tendance à anticiper (retarder) la mise sur le marché de bonnes (mauvaises) nouvelles. Toutefois, Truman (1990) constate empiriquement qu’à surprise constante, plus les résultats sont divulgués tôt, plus la réaction du marché est favorable. Il propose alors deux explications à ce phénomène : (1) les dirigeants cherchent à manipuler le résultat, ce qui accroît la période de négociation avec les auditeurs et le délai de divulgation, (2) les dirigeants attendent de connaître les performances de la concurrence avant de publier leur résultat. Ces interprétations suggèrent que la relation entre le caractère bon (mauvais) de la nouvelle et sa publication anticipée (tardive) n’est pas systématique, encore moins évidente (Courteau et Zéghal 1999). Plusieurs études, dans divers pays, viennent cependant corroborer l’adage « bonne nouvelle d’abord, mauvaise nouvelle ensuite » quant au délai d’annonce des résultats ou de publication du rapport annuel [4][4] Givoly et Palmon (1982), Bamber et al. (1993), Begley.... Les résultats sont toutefois moins consensuels au niveau du délai d’audit. La nature de la nouvelle – généralement appréciée par la variation du résultat comptable – reste sans effet significatif dans les travaux de Bamber et al. (1993) et de Jaggi et Tsui (1999), et marginalement significative dans ceux de Givoly et Palmon (1982) et de Newton et Ashton (1989). Le contexte français conforte la vision non systématique de cette relation dans la mesure où les annonces de résultats sont souvent dissociées du travail de certification des commissaires aux comptes. L’hypothèse 3 est donc posée sous la forme nulle.

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H3 : Une bonne ou mauvaise nouvelle relativement aux résultats financiers n’a pas d’incidence sur le délai d’audit, ceteris paribus.

1.4 - La capacité d’intervention et l’expertise des auditeurs en fonction

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Les hypothèses précédentes relèvent des caractéristiques de la firme auditée, lesquelles s’imposent à l’auditeur. Or, les modalités de production du service d’audit, et les moyens investis dans cette prestation, sont de nature à influencer le temps nécessaire à la réalisation des diligences. L’allocation efficiente des moyens est fondamentale ; elle dépend avant tout de l’organisation interne de l’auditeur et de ce qu’il peut offrir pour agir sur le délai d’audit. À partir du portefeuille de mandats d’un grand cabinet, Knechel et Payne (2001) montrent que les conditions de planification de la mission ont une incidence sur le délai d’audit. En particulier, l’étendue des travaux intérimaires et la part des heures accomplies par des collaborateurs expérimentés permettent de réduire ce délai, alors que les heures non anticipées (par rapport au budget) représentent un facteur d’allongement.

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Idéalement, il conviendrait donc d’intégrer, parmi les déterminants du délai d’audit, les moyens affectés à la mission à la fois en quantité et en qualité. Mais une information aussi détaillée demeure confidentielle. À défaut, les honoraires d’audit pourraient servir de substitut pour estimer les moyens engagés par les auditeurs dans la mission ; cette donnée n’est toutefois pas disponible à l’époque de la présente étude. Les substituts les plus couramment utilisés relèvent alors de la taille, de l’envergure et de l’expertise de l’auditeur.

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D’une manière générale, les grands cabinets d’audit disposent de moyens humains et matériels importants, et sont parfois les seuls à pouvoir accepter les missions de certification de grands groupes internationaux. S’ils interviennent de manière efficiente, ils sont en mesure de proposer des délais d’audit moindres. Les études de Schwartz et Soo (1996) aux États-unis, et de Courteau et Zéghal (1999) pour la France, montrent un impact négatif de la variable « grand cabinet anglo-saxon » sur le délai d’audit. Le contexte français s’avère particulièrement intéressant à ce niveau, dans la mesure où les sociétés cotées nomment en général deux, parfois trois commissaires aux comptes titulaires. Elles peuvent par conséquent moduler la composition du collège des auditeurs en fonction des contraintes du processus de reddition des comptes. Il apparaît donc pertinent de cerner dans quelle(s) mesure(s) le recours aux services de grand cabinets permet aux sociétés françaises de réduire leur délai d’audit, et plus particulièrement si la pratique du co-commissariat apporte ou non une souplesse à ce niveau.

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Cette spécificité française du co-commissariat autorise, en outre, un marché sensiblement plus ouvert que sur les places boursières anglo-saxonnes, avec la présence significative de quelques grands réseaux d’audit nationaux généralement désignés Majors (Piot 2005b, 2007). Ainsi, indépendamment du recours aux grands réseaux internationaux, la présence d’un Majors est également susceptible de procurer des moyens d’intervention différenciés par rapport à d’autres cabinets de moindre envergure. En conséquence, la question des capacités d’intervention des auditeurs est déclinée en deux hypothèses parallèles.

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H4a : Le recours aux services des grands cabinets anglo-saxons permet de réduire le délai d’audit, ceteris paribus.

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H4b : Le recours aux services des réseaux d’audit nationaux (Majors) permet de réduire le délai d’audit, ceteris paribus.

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Par ailleurs, les compétences spécifiques accumulées par les auditeurs en place sont – en plus des moyens humains « quantitatifs » – de nature à faciliter l’accomplissement des diligences et à raccourcir le délai d’audit. Il est souvent fait référence à l’expertise sectorielle en tant qu’attribut de compétence relative de l’auditeur (Bennecib 2002) et, plus largement, de qualité de l’audit. Une troisième hypothèse, axée sur l’expertise, vient alors compléter notre modèle pour ce qui est des caractéristiques des auditeurs.

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H4c : L’expertise sectorielle des auditeurs en place permet de réduire le délai d’audit, ceteris paribus.

2 - Échantillon et variables

2.1 - L’échantillon sélectionné

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Les entreprises ciblées sont les grandes sociétés cotées françaises. L’échantillon de base, composé de 102 firmes, correspond aux sociétés de droit français entrées dans l’indice SBF 120 au moins une fois sur la période 1998-2002, qui n’exercent pas une activité financière ou assimilée, et qui publient des états financiers consolidés devant alors être certifiés par au moins deux commissaires aux comptes. Les sociétés financières ont été écartées car, outre la présentation particulière de leurs états financiers, elles obéissent à une réglementation spécifique (comités d’audit obligatoires, calendrier de reddition des comptes plus court).

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Pour donner à l’analyse une dimension longitudinale, l’observation est axée sur trois exercices financiers consécutifs : 1999, 2000 et 2001. Cette période revêt un intérêt particulier à deux niveaux. Premièrement, les années 1998-1999 marquent la fin de la première vague d’instauration des comités d’audit, initiée par le rapport Viénot en 1995 (Thiéry-Dubuisson 2002). Ainsi, intercalée entre les rapports Viénot II (1999) et Bouton (2002), la période d’étude offre une variance intéressante pour tester l’impact des comités d’audit sur le timing de reddition des comptes. Deuxièmement, le contexte d’audit à cette époque est encore relativement serein, dans la mesure où les professionnels n’ont pas encore reçu l’onde de choc du scandale Enron-Andersen. La disparition d’Andersen en 2002 s’est en effet accompagnée de bouleversements susceptibles d’avoir perturbé le déroulement des missions d’audit. Au niveau du marché, tout d’abord, il y a lieu de noter l’intégration des mandats de Barbier Frinault (représentant français d’Andersen) dans le réseau Ernst & Young. En termes d’organisation, ensuite, les grands cabinets ont dû renforcer leurs normes de contrôle qualité : critères d’indépendance plus stricts, procédures de revue des dossiers approfondies, diligences supplémentaires relatives aux entités ad hoc (appuyées notamment par le rapport Bouton, septembre 2002). Au niveau réglementaire, enfin, la COB instaure fin 2002 la rotation obligatoire (tous les sept ans) des associés et responsables de la mission, suite à la recommandation de l’Union européenne quelques moins auparavant (Commission européenne 2002).

2.2 - Les variables

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La variable dépendante (Delai) correspond au délai d’audit, c’est-à-dire au nombre de jours calendaires compris entre la date de fin d’exercice et la date du rapport général des commissaires aux comptes sur les états financiers consolidés. Les variables exogènes sont présentées et définies dans le Tableau 1. Les variables affectées aux hypothèses n’appellent pas de commentaires particuliers, à l’exception de celle mesurant l’expertise sectorielle des commissaires aux comptes (ExpCac). À l’instar de la plupart des travaux, l’expertise sectorielle est appréciée à l’aide des parts de marché des auditeurs dans le secteur de la firme auditée. Néanmoins, pour être pertinente, les parts de marché doivent être calculées à l’échelle la plus large possible, et pas uniquement sur les observations de l’échantillon. Il a donc été décidé d’utiliser une base de données personnelle de l’auteur qui reprend les parts de marché sectorielles des principaux réseaux d’audit – les Big Five et les sept cabinets Majors sur la période d’étude, voir Piot (2007) –, calculées sur l’ensemble des sociétés cotées fin 1997. Il y a certes un léger décalage temporel avec la période de l’étude, mais il semble que l’on puisse admettre une telle mesure pour deux raisons : (1) la relative stabilité des mandats (peu de changements d’une année sur l’autre), et (2) le fait qu’une fois acquise, la compétence sectorielle est de nature à être capitalisée et maintenue par les cabinets d’audit. Parmi les variables de contrôle, sont considérés des facteurs circonstanciels identifiés dans la littérature comme susceptibles d’avoir des répercussions sur le délai d’audit, un facteur spécifique (la cotation aux États-unis), et la taille de la société auditée. Les données comptables et financières (StockCrea, Accruals, Liquid, OC, Nouv, Perte, Actif) sont issues de la base de données DIANE : elles ont fait l’objet d’un contrôle de cohérence, et d’une vérification au cas par cas avec les rapports annuels. Les autres informations ont été collectées manuellement dans le rapport annuel ou le document de référence (ComAud, Concent, Big5, NbBig5, ChgtCac, Cloture, Observ, CotUSA).

Tableau 1 - Définition des variables exogènes(a)Tableau 1

(a) Les 15 secteurs suivants ont été retenus : agro-alimentaire, BTP, biens de consommation, chimie-pharmacie, communication-médias, négoce, énergie et eau, hautes technologies, conglomérats, industries de base et lourdes, industries de transformation, transport, logiciels et ingénierie, hôtellerie-restauration, autres services.

2.2.1 - Les facteurs circonstanciels susceptibles d’affecter le délai d’audit

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Le démarrage d’une nouvelle mission d’audit engendre des coûts d’apprentissage souvent élevés (prise de connaissance générale de l’entité, appréciation initiale du contrôle interne). L’arrivée d’un nouveau cabinet peut donc allonger la phase d’orientation et de planification de la mission, et possiblement le délai d’audit. Schwartz et Soo (1996) constatent qu’un changement d’auditeur intervenu tardivement dans l’exercice se traduit par un délai d’audit accru. En France, le co-commissariat aux comptes peut avoir pour effet de diluer l’incidence du remplacement de l’un des deux auditeurs sur le calendrier de la mission. En effet, les mandats de commissariat (six exercices) n’étant pas nécessairement synchronisés dans le temps, les cas de remplacement simultané des deux auditeurs sont rares (une seule observation de notre échantillon fait état d’un double remplacement, M6 Télévision en 2001). Nous considérons toutefois cet élément factuel à travers la variable de contrôle ChgtCac.

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Par ailleurs, l’activité des cabinets d’audit n’est pas constante sur l’année. On distingue généralement une période d’audit très chargée dans les mois qui suivent la date de clôture la plus répandue des sociétés, et une période intérimaire pendant laquelle les auditeurs ont davantage le temps de diligenter des travaux sur le contrôle interne. Il se peut que la planification des travaux soit tendue et ponctuellement non efficiente pendant la période d’audit, occasionnant ainsi des délais plus longs pour le bouclage de la mission. En Australie, les firmes qui clôturent au 30 juin (date la plus répandue) ont des délais d’audit plus longs (Dyer et McHugh 1975 ; Davies et Whittred 1980 ; Courteau et Zéghal 1999). Le fait de clôturer en décembre ou en janvier n’a pas d’impact significatif aux États-unis (Schwartz et Soo 1996 ; Courteau et Zéghal 1999), mais semble entraîner des délais d’audit plus courts au Canada (Courteau et Zéghal 1999). En France, la très grande majorité des sociétés termine leur exercice au 31 décembre, occasionnant ainsi une période d’audit particulièrement chargée pour les cabinets entre janvier et avril. Les sociétés qui optent pour une date de clôture différente pourraient donc bénéficier d’une plus grande souplesse d’intervention de leurs auditeurs ; cette possibilité est prise en compte par la variable Cloture. Par ailleurs, plusieurs études empiriques montrent qu’un résultat en perte constitue un facteur d’allongement du délai d’audit (Ashton et al. 1989 au Canada, Courteau et Zéghal 1999 en France, Bamber et al. 1993 et Schwartz et Soo 1996 aux États-unis, Carslaw et Kaplan 1991 en Nouvelle-Zélande). Ce paramètre est intégré dans notre modèle par la variable Perte. Enfin, une opinion d’audit non standard – avec réserve – est susceptible d’entraîner des diligences, et donc un délai d’audit supplémentaire (Soltani 2002). Notre échantillon ne compte toutefois que trois observations (sur 290) où le rapport d’audit est assorti d’une réserve, ce qui rend difficile la création d’une variable de contrôle spécifique à ce caractère. En revanche, dans un nombre plus significatif de cas (78 sur 290), des observations ont été portées dans le rapport sur les comptes consolidés, afin d’attirer l’attention du lecteur sur un point particulier des notes aux états financiers, généralement un changement dans les règles ou méthodes comptables. Il a donc été décidé de contrôler cet effet, source potentielle de diligences d’audit étendues, à l’aide d’une variable binaire désignée Observ.

2.2.2 - Un facteur spécifique : la cotation aux États-unis

39

D’un point de vue strictement réglementaire, la loi française impose qu’une assemblée générale d’approbation des comptes annuels se tienne dans les six mois qui suivent la clôture de l’exercice. Les documents afférents, incluant le rapport général des commissaires aux comptes, doivent être mis à la disposition des actionnaires au moins 15 jours avant cette assemblée. Aux États-unis, les sociétés cotées doivent déposer à la SEC leur formulaire 10-K (états financiers audités) dans un délai nettement plus court, à savoir 90 jours. Les sociétés françaises cotées sur un marché financier américain doivent donc organiser leur processus de reddition des comptes de manière à respecter cette contrainte réglementaire. En outre, au-delà de la seule exigence réglementaire, la demande d’information comptable s’avère particulièrement forte aux États-unis. Frost et Pownall (1994) observent par exemple que les divulgations comptables sont plus promptes et plus fréquentes aux États-unis qu’au Royaume-Uni, autre pays phare de la culture anglo-saxonne. Globalement, une exposition de la firme au marché financier américain est alors susceptible d’engendrer une pression significative (captée par la variable CotUSA) dans le sens de la réduction du délai d’intervention des auditeurs.

2.2.3 - La taille de la société auditée

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La taille d’une entreprise et le degré d’attention porté à ses affaires par les organismes publics, les syndicats, les investisseurs et l’ensemble des autres partenaires sont invariablement liés (Dyer et McHugh 1975). Cette visibilité entraîne une pression politico-institutionnelle que les dirigeants peuvent chercher à limiter par une diffusion rapide des états financiers (Bamber et al. 1993). En outre, les grandes organisations sont généralement reconnues pour leur capacité à mettre en place des systèmes d’information et de contrôle interne efficients, et à générer des économies d’échelle relativement au coût du processus de reddition des comptes (Ashton et al. 1989). Ces deux arguments expliquent la relation négative observée de manière convergente par toutes les études empiriques entre le délai d’audit et la taille de la firme. Toutefois, en raison du statut théorique ambigu du facteur « taille » dans les modèles et de la difficulté à discerner précisément le construit capté (complexité organisationnelle, sophistication du contrôle interne, coûts d’agence ou coûts politiques), il nous paraît préférable de considérer la taille de la firme (logarithme naturel du total de l’actif, LnActif dans notre modèle) au rang des variables de contrôle, prenant ainsi en compte d’éventuels facteurs omis.

41

Les variables sont définies au Tableau 1.

42

Le Tableau 2 présente des statistiques descriptives sur la période d’observation (1999-2001). L’information relative au délai d’audit est disponible pour 290 firmes-année. L’ANOVA basée sur l’année ne remet pas en cause la stationnarité des délais d’audit entre 1999 et 2001. Parmi les variables explicatives, des différences annuelles significatives existent concernant l’occurrence de résultats déficitaires (Perte), la présence d’une observation dans le rapport d’audit (Observ), et le ratio de capitalisation des actifs (OC) [5][5] Il y a environ deux fois plus de pertes en 2001, et.... Il y a également eu plus de changements de commissaires aux comptes en 1999 (16 sur un total de 27), probablement occasionnés par la fusion de PriceWaterhouse et Coopers & Lybrand en septembre 1998.

Tableau 2 - Statistiques descriptives (période 1999-2001)(a)Tableau 2

(a) La probabilité critique du test de normalité Kolmogorov-Smirnov est respectivement de 0,398 et 0,340 après transformation logarithmique naturelle de Delai et Actif.

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Le délai d’audit s’établit à 85 jours en moyenne, et varie entre 27 et 166 jours, cette borne supérieure représentant un plafond réglementaire compte tenu des 15 jours requis entre le dépôt des documents financiers au siège de la société et la tenue de l’assemblée générale des actionnaires. Le délai moyen reste nettement plus élevé qu’aux États-unis, où Schwartz et Soo relèvent 60 jours (1800 observations entre 1988 et 1993). Il tend cependant à diminuer : Courteau et Zéghal (1999) indiquent en effet un délai moyen de 105,8 jours pour 148 observations françaises sur la période 1990-1994 ; les statistiques annuelles de Soltani (2002, p. 235-236) confirment cette tendance avec un délai d’audit moyen évoluant de 104 jours en 1985, à 88 jours en 1995. Les délais d’audit ne sont pas normalement distribués (hypothèse de normalité rejetée, p=0,028). Ce constat est similaire à celui des études antérieures, qui font état de distributions asymétriques et leptokurtiques en raison de la nature du phénomène (Dyer et McHugh 1975). En revanche, une transformation logarithmique naturelle du délai d’audit permet de recouvrer une distribution gaussienne (p=0,398). Le Graphe 1 représente la distribution des délais d’audit par tranches de dix jours et la fonction de densité de probabilité de ces délais après transformation logarithmique. Il illustre cette relative asymétrie, ainsi que l’épaisseur de la queue de distribution à droite, et révèle deux « ressauts » : un premier dans la tranche 81-90 jours, un second dans celle des 111-120 jours. Ces irrégularités sont probablement d’origine réglementaire : l’obligation de présenter des comptes audités sous trois mois pour les sociétés cotées sur des marchés financiers anglo-saxons, et la publication des comptes au BALO dans les 120 jours pour ce qui est des impératifs français.

Graphe 1 - Distribution des délais d’auditGraphe 1
44

Par ailleurs, près des deux tiers (63,2 %) des observations font état de la présence d’un comité d’audit. La présence d’au moins un Big Five parmi les commissaires aux comptes est constatée dans 84,1 % des cas (les collèges comprennent de zéro à deux Big Five), et celle d’au moins un Major dans 29,7 % des cas (les collèges comprennent de zéro à deux Majors, une observation avec trois Majors ayant été bornée à deux). Un éventuel effet « triple commissariat » se trouve capté par la variable NbMaj, dans la mesure où l’échantillon ne compte que six observations de la sorte, dont cinq impliquant le réseau français Mazars & Guérard.

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L’histogramme indique la distribution des délais d’audit observés par tranches de 10 jours. La courbe représente la fonction densité de probabilité du logarithme naturel des délais d’audit, calculée avec les paramètres de distribution de la variable LnDelai.

3 - Résultats empiriques

3.1 - Tests univariés

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Le Tableau 3 présente les résultats des tests de comparaison d’échantillons indépendants relativement aux variables modales.

Tableau 3 - Tests de comparaison d’échantillons indépendants(a),(*),(**),(***)Tableau 3

Sont reportés les valeurs moyennes et médianes du délai d’audit (en jours) pour les sous échantillons associés aux modalités. Le test paramétrique de Student est pratiqué sur l’égalité des moyennes après transformation logarithmique naturelle de Delai afin de normaliser les distributions (la non homogénéité des variances est corrigée le cas échéant). Le test non paramétrique de Mann-Whitney porte sur l’hypothèse nulle d’homogénéité des distributions.

(a) Comparaison selon le nombre de Big Five :

  • NbBig5 = 1, délai moyen (médian) = 85,5 (81,5) jours

  • NbBig5 = 2, délai moyen (médian) = 69,7 (67,0) jours

  • Différences statistiquement significatives.

(*), (**) et (***) indiquent une probabilité critique bilatérale inférieure aux seuils de 10 %, 5 % et 1 % respectivement.

NS = non significatif.

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Il met en évidence des différences significatives à trois niveaux : les firmes qui disposent d’un comité d’audit, dont l’un des commissaires aux comptes est un Big Five, ou qui sont cotées aux États-unis ont des délais d’audit plus courts. Les écarts moyens et médians sont relativement importants : 18 jours pour la présence d’un comité d’audit, 26 (médiane 28) jours pour la présence d’un Big Five, et 19 (médiane 12) jours pour la cotation américaine. Une analyse plus approfondie selon le nombre de Big Five suggère que plus les firmes s’adjoignent les services de grands cabinets d’audit, plus le délai d’audit s’en trouve réduit. En effet, le délai d’audit pour un collège de deux Big Five est en moyenne inférieur au délai constaté en présence d’un seul Big Five (différence d’environ 15 jours, p < 0,001). La composition du collège des commissaires aux comptes est donc de nature à affecter le délai de délivrance de l’opinion d’audit, conformément à l’hypothèse des ressources disponibles et, vraisemblablement, investies dans la mission.

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Le Tableau 4 présente une double matrice des corrélations : de Pearson au-dessus de la diagonale, et de Spearman au-dessous (en raison de la non normalité de certaines distributions). Ces coefficients permettent d’apprécier les éventuelles relations entre la variable dépendante LnDelai et les variables explicatives (cf. première ligne). Outre le cas des variables modales, examiné plus haut, LnDelai affiche des corrélations de rang significatives et conformes aux anticipations avec le ratio de liquidité générale (Liquid : –0,18), les opportunités de croissance (OC : 0,29), l’expertise sectorielle des auditeurs (ExpCac : –0,43) et la taille de la firme (LnActif : –0,39). Une analyse multivariée permettra alors d’évaluer la contribution marginale de chaque facteur sur le délai d’audit de la firme.

Tableau 4 - Matrice des corrélations – Corrélations de Pearson (Spearman) présentées au-dessus (au-dessous) de la diagonaleTableau 4

Les corrélations statistiquement significatives au seuil conventionnel de 5 % (bilatéral) sont repérées en caractères gras-italiques.

3.2 - Analyse multivariée

49

Une analyse multivariée du délai d’audit est proposée sur le modèle suivant, décliné en un modèle dit « de base », et une version avec correction du biais d’hétérogénéité (paramètre Lambda) :

50
51

Chaque modèle est estimé avec les variables Big5 et NbBig5 introduites alternativement : la première permet de capter l’impact sur le délai d’audit de la présence d’un ou deux grands cabinets ; la seconde, ordinale, mesure l’effet marginal moyen de chaque Big Five composant le collège des auditeurs.

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Les modèles de base font l’hypothèse que toutes les variables explicatives sont exogènes au délai d’audit. Dans la réalité, cela n’est probablement pas le cas pour les variables caractérisant le collège des auditeurs, dans la mesure où les dirigeants disposent d’un levier décisif tant sur le calendrier de reddition des comptes – donc sur le délai d’audit – que sur le choix des auditeurs. Dès lors, la décision d’engager des Big Five peut tout à fait aller de paire avec celle de raccourcir le délai de production du rapport d’audit. Un exemple dans notre échantillon est celui de M6 Télévision. En 2001, cette société a remplacé ses deux commissaires aux comptes (petits cabinets) par deux Big Five (Barbier Frinault et KPMG) : son délai d’audit est passé de 120 jours, pour les états financiers 2000, à 81 jours pour 2001. Il existe par conséquent un risque élevé de codétermination – donc d’endogénéité – entre le type d’auditeur en fonction et le délai d’audit. En d’autres termes, si des facteurs explicatifs communs aux deux phénomènes sont omis du modèle de base, l’effet mesuré du type d’auditeur sur le délai d’audit est potentiellement grevé d’un biais d’hétérogénéité (Smits 2003) lié au fait que les firmes de l’échantillon ne sont pas assignées aléatoirement, mais de manière sélective, aux auditeurs. Ce biais d’hétérogénéité est contrôlé par une procédure de Heckman en deux temps similaire à celle proposée par Kim et al. (2003) et Chaney et al. (2004). Premièrement, un modèle de sélection. Probit (binaire ou ordinal) est estimé à partir des travaux sur les déterminants du choix de l’auditeur. Deuxièmement, l’aléa de non-sélection (couramment désigné Inverse Mills Ratio, ou Lambda) dérivé du modèle probabiliste de choix de l’auditeur est ajouté au modèle de base afin de prendre en compte l’impact des caractéristiques non observées associées au choix de l’auditeur. Les facteurs de correction Lambda sont calculés à partir des Scores Probit Linéarisés (SPL) en tenant compte du critère de choix binaire Big Five / non-Big Five (? désigne la fonction densité de probabilité cumulée de la loi normale centrée-réduite)

  • si  ;

  • si .

Au vu des recherches sur les déterminants du choix de l’auditeur, le modèle de sélection est spécifié comme suit :

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54

Pour que la procédure de Heckman soit opérationnelle, le modèle de sélection doit inclure au moins une variable qui n’est pas reliée à la variable dépendante du modèle de second niveau (Smits 2003), à savoir LnDelai. Ainsi, pour différencier au mieux les deux équations, trois variables spécifiques à l’embauche de grands cabinets d’audit sont introduites dans le modèle de sélection. L’endettement financier (Endett est le rapport des dettes financières au total de l’actif) a pour objectif de capter les conflits d’agence entre actionnaires et créanciers. L’intensité capitalistique (ImmoBrute est le rapport des immobilisations brutes au total de l’actif) accroît la capacité à générer des accruals via l’amortissement, et donc l’intérêt de la firme rechercher la signature d’un grand cabinet pour crédibiliser ses états financiers (Francis et al. 1999). Enfin, l’indépendance du conseil d’administration (AdmInd désigne la proportion d’administrateurs externes considérés comme indépendants de la direction) est considérée dans une optique de complémentarité entre le dispositif de surveillance managériale et la demande de qualité de l’audit (Piot 2005a).

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Le Tableau 5 présente les résultats du modèle de sélection. La spécification est globalement significative pour les deux versions, d’après le test du chi-deux. La qualité prédictive est bonne pour le modèle binaire (87 % de bons classements), et acceptable pour le modèle tertiaire (57 %). Quelque soit la version, trois paramètres affichent un pourvoir explicatif significatif sur la présence de Big Five parmi les commissaires aux comptes : l’existence d’un comité d’audit (ComAud), l’endettement financier (Endett), et l’indépendance du conseil d’administration (AdmInd). En outre, l’intensité capitalistique (ImmoBrute) différencie la présence d’un ou deux de ces grands cabinets. En conséquence, le modèle de sélection s’avère suffisamment différencié du modèle de second niveau, visant à tester les déterminants du délai d’audit. Les résultats de ce dernier sont présentés dans le Tableau 6, pour le modèle de base et après correction du biais d’hétérogénéité.

Tableau 5 - Modèle Probit de sélection des auditeurs(*),(**),(***),(a)Tableau 5

Les variables sont définies au Tableau 1, à l’exception des variables spécifiques au choix de l’auditeur : Endett = dettes financières/ total actif ; ImmoBrute = immobilisations brutes / total actif ; AdmInd = pourcentage d’administrateurs indépendants au conseil d’administration ou de surveillance.

Y1999 et Y2000 sont deux variables binaires destinées à capter l’effet fixe temporel (benchmark fixé sur l’année 2001).

(*), (**) et (***) désignent une probabilité critique unilatérale si le signe est conforme à la prédiction, bilatérale sinon, inférieure au seuil de 10 %, 5 % et 1 % respectivement.

(a) Pour le modèle ordinal, le taux de bons classements est donné selon le critère de la modalité la plus probable.

Tableau 6 - Analyse multivariée du délai d’audit(*),(**),(***)Tableau 6

Régressions multiples avec contrôle de la dépendance temporelle des observations relatives à une même firme (procédure cluster du logiciel STATA, estimateur de White). L’estimation porte sur 99 firmes sur la période 1999-2001.

Sont reportés les coefficients de régression et statistiques t entre parenthèses. (*), (**) et (***) désignent une probabilité critique unilatérale si le signe est conforme à la prédiction, bilatérale sinon, inférieure au seuil de 10 %, 5 % et 1 % respectivement.

Y1999 et Y2000 sont deux variables binaires destinées à capter l’effet fixe temporel (benchmark fixé sur l’année 2001). Lambda désigne les Inverse Mills Ratios dérivés du modèle Probit {Big5 ou NbBig5}. Les autres variables sont définies au Tableau 1.

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Deux des hypothèses liées à l’effort d’audit sont, parfois marginalement, corroborées : le poids des régularisations dans le résultat comptable (H1b) d’une part, le risque de cessation de paiements (H1c) d’autre part, tous deux positivement associés au délai d’audit. En revanche, la présence d’un comité d’audit ne paraît pas associée à des délais d’audit plus court. Il se peut que la relation prévue dans l’hypothèse H1d subisse des effets contraires. Au Royaume-Uni, les travaux empiriques montrent en effet que la présence d’un comité d’audit tend à accroître temporairement l’effort d’audit, tel qu’apprécié par les honoraires facturés (Collier et Gregory 1996 ; Goddard et Masters 2000). Aux États-unis, pour l’année 2000, Abbott et al. (2003) constatent une hausse significative des honoraires quand la firme s’est dotée d’un comité d’audit totalement indépendant et impliqué (au moins quatre réunions dans l’année). Ils expliquent cela par une pression croissante des régulateurs, avec pour conséquence des diligences supplémentaires accomplies par les auditeurs externes sur demande du comité d’audit.

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Par ailleurs, la pertinence des données comptables dans le processus d’information des investisseurs (H2b) trouve également un support marginal, au seuil de 10 %, dans les quatre régressions. En revanche, l’hypothèse des motivations managériales associées à l’adage « bonne nouvelle d’abord, mauvaise nouvelle ensuite » (H3) s’avère largement contredite (p<1 %), bien que l’amplitude de la relation demeure assez faible d’après les coefficients de la variable Nouv. Nos modèles montrent en effet une relation positive entre le délai d’audit et la variation relative du résultat par action, pouvant faire l’objet de diverses interprétations : (1) une volonté des dirigeants d’atténuer la sanction du marché en publiant plus rapidement une mauvaise performance actionnariale, (2) un désir de ne pas précipiter la publication d’une bonne nouvelle en raison des coûts de propriété que cela pourrait entraîner, (3) un scepticisme particulier des auditeurs, avec possiblement des investigations plus poussées visant à corroborer une progression a priori importante des résultats. La première interprétation rejoint les conclusions de Skinner (1994) : les dirigeants auraient tendance à anticiper la divulgation de mauvais résultats pour minimiser les coûts de litiges avec les investisseurs, et/ou les coûts d’une dégradation de leur réputation par manque de loyauté envers le marché. La divulgation rapide des mauvaises nouvelles permettrait alors aux dirigeants de mettre en avant leur bonne foi, et de limiter leur probabilité d’être mis en cause en cas de contestation. En France, le risque de poursuites ne semble toutefois pas dominant pour l’heure, étant donné les possibilités de contestation plus limitées, au regard des pratiques américaines, des actionnaires.

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Au niveau des caractéristiques des auditeurs, nos modèles confirment la capacité des grands réseaux internationaux (Big Five) à conduire la mission plus rapidement. Dans le contexte spécifique du co-commissariat, les résultats montrent en particulier une relation négative entre le nombre de Big Five composant le collège des auditeurs et le délai d’audit : le fait de recourir aux services de deux grands cabinets, au lieu d’un seul, n’est donc pas neutre sur le plan de la rapidité avec laquelle la mission d’audit est conduite. Il convient de noter qu’après contrôle du biais d’hétérogénéité, la significativité statistique de la relation diminue pour les deux variables, Big5 et NbBig5, même si les caractéristiques non observées du choix de l’auditeur (Lambda) n’affectent pas significativement le délai d’audit. Pour ce qui est de la présence de réseaux nationaux parmi les commissaires aux comptes (NbMaj), aucun effet statistiquement significatif n’a pu être relevé dans les différentes régressions. En revanche, le degré d’expertise sectorielle des auditeurs en fonction (ExpCac) ressort bien comme un facteur de réduction du délai d’audit, avec toutefois une relation plus faible en présence du nombre de Big Five. Cela conforte ainsi l’idée que la qualité, et notamment la compétence relative des équipes d’intervention, constitue un paramètre important pour une production efficiente du service d’audit.

59

Parmi les variables de contrôle, la cotation aux États-unis a un effet réducteur très significatif sur le délai d’audit, conformément aux exigences réglementaires spécifiques qui s’imposent dans ces circonstances. La présence d’une observation dans le rapport est également un élément factuel d’allongement du délai de vérification. Enfin, des effets fixes temporels significatifs ressortent si l’on considère l’année 1999, par rapport à l’année de référence (2001). Ces effets sont contre-intuitifs au vu des travaux antérieurs, qui montrent que les délais d’audit ont tendance à diminuer avec le temps (Soltani 2002). Mais ils sont cohérents avec des statistiques annuelles sur notre échantillon : le délai moyen (médian) passe en effet de 82 (76) jours en 1999, à 87 (84) jours en 2000, et à 87 (86) jours en 2001. Une interprétation possible de cet allongement des délais relève des formalités occasionnées par la loi NRE du 15 mai 2001.

3.3 - Analyses additionnelles

3.3.1 - Multicolinéarité

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La matrice des corrélations suggère quelques interdépendances assez fortes susceptibles d’affecter l’estimation des coefficients de régression. Elles sont, pour la plupart, associées à la taille de la firme (LnActif) [6][6] Les corrélations de rang les plus élevées sont entre.... Nous avons donc réestimés les modèles en excluant cette variable. Les coefficients ressortent globalement stables de part leur signe et leur signification statistique, à l’exception d’un changement notable : les opportunités de croissance, indicateur inversement relié à la pertinence de l’information comptable (OC, H2b), deviennent un paramètre très significatif (p<5 % ou inférieur).

3.3.2 - Cotation aux États-unis

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Par ailleurs, il est possible que le statut de cotation aux États-unis entraîne des motivations et un comportement bien distinct en termes de timing du reporting financier. Pour évaluer l’impact de cette spécificité, les modèles ont été réestimés en séparant les firmes cotées aux États-unis des autres. Pour les firmes non cotées aux États-unis (74 firmes, 190 observations), les modèles et coefficients sont qualitativement similaires à ceux du Tableau 6, avec quelques différences notables : les hypothèses H1b (|Accruals|) et H2b (OC) ne sont plus validées, et l’effet de compétence relative (ExpCac) disparaît au profit du nombre de Big Five (NbBig5) en fonction. Pour les firmes cotées aux États-unis (30 firmes, 75 observations), les modèles sont également stables en termes de qualité globale (R2), mais les nuances suivantes sont à relever :

  • l’hypothèse d’un délai d’audit croissant avec le risque de cessation de paiement (Liquid, H1c) n’est plus validée, de même que celle relative aux opportunités de croissance (OC, H2b). La remise en cause de H1c est ici contre-intuitive si l’on admet l’environnement américain comme plus risqué pour les auditeurs ;

  • l’impact de la variation du résultat par action devient négatif mais non significatif ;

  • en termes de capacités d’intervention, seul l’effet réducteur global lié à la présence d’un ou deux Big Five demeure ; celui du nombre de Big Five perd sa significativité. Le recours à deux cabinets internationaux n’est donc pas plus efficient, en termes de timing, pour les firmes qui subissent la pression du marché financier américain.

3.3.3 - Sensibilité à la mesure de certains facteurs

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Certains phénomènes testés dans notre modèle sont sujets au problème d’erreur de mesure. Nous examinons ici la robustesse de deux d’entre eux – le risque de faillite et la nature de la nouvelle – en considérant des substituts alternatifs à leur mesure initiale.

63

À l’instar de certains travaux antérieurs, notamment Bamber et al. (1993), nous avons remplacé le ratio de liquidité générale (Liquid) par le score Z de Zmijewski (1984) pour apprécier la probabilité de faillite :

64
65

ROA désigne le Return-On-Asset, et Endett le ratio d’endettement financier. L’hypothèse H1c se trouve confirmée au seuil statistique de 5 % avec Big5, et de 10 % avec NbBig5.

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Par ailleurs, deux mesures alternatives du caractère bon / mauvais de la nouvelle ont été considérées : une double variable dichotomique qui caractérise en bonne (mauvaise) nouvelle une hausse (baisse) relative du résultat par action de plus de 10 % ; et une estimation de marché fondée sur le rendement boursier du titre sur douze mois, en décalage de quatre mois par rapport à l’exercice comptable. L’approche dichotomique par seuil montre que c’est la présence d’une bonne nouvelle qui se traduit par un allongement du délai d’audit (p<10 %), alors qu’une mauvaise nouvelle reste sans effet significatif. L’approche par le rendement boursier ne révèle pas d’impact significatif sur le délai d’audit. Il convient donc, sous toutes réserves, de nuancer notre interprétation de l’hypothèse H3 : l’intérêt des dirigeants à divulguer plus tôt un mauvais résultat pour préserver leur réputation et afficher leur loyauté s’effacerait, au profit d’un scepticisme plus fort des auditeurs dans le cas d’une hausse significative de ce résultat.

Conclusion

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Cette étude contribue à la littérature sur les déterminants de la qualité de l’information financière, en examinant plus précisément le délai de certification des états financiers dans les sociétés françaises cotées. Ce délai d’audit – nombre de jours calendaires entre la clôture de l’exercice et la date du rapport général des commissaires aux comptes –, constitue en effet une composante majeure du délai de diffusion de l’information financière annuelle, ainsi qu’un moyen d’observer l’efficience du processus d’audit. Dans ce contexte, la réalité du terrain impose en général aux producteurs des états financiers, et aux auditeurs, un arbitrage serré entre pertinence et fiabilité. La pertinence suppose une certification et une publication rapide de l’information financière ; inversement, la fiabilité requiert un délai minimal permettant aux auditeurs d’accomplir leurs diligences et d’apprécier prudemment les estimations comptables faites par la direction.

68

Au vu de ce cadre conceptuel, quatre familles d’hypothèses sont posées. La première famille regroupe les facteurs généralement associés à l’effort d’audit requis pour certifier les états financiers (complexité et risque de la mission). La seconde s’intéresse à la demande externe d’information financière, à travers le poids des actionnaires non informés (diffusion de la propriété), et la capacité des chiffres comptables à répondre aux attentes des investisseurs (capacité inversement liée aux opportunités de croissance). La troisième hypothèse fait référence aux motivations managériales liées à la divulgation plus ou moins rapide de bons ou mauvais résultats financiers. Enfin, une dernière famille d’hypothèses considère les capacités d’intervention et l’expertise des auditeurs en charge de la mission. Ces caractéristiques prennent un intérêt particulier dans le cadre institutionnel français en raison de l’obligation légale de co-commissariat aux comptes, qui confère aux dirigeants une latitude supplémentaire pour composer le collège des auditeurs externes.

69

Les tests empiriques portent sur 290 observations relatives aux sociétés non financières du SBF 120 pour trois exercices financiers consécutifs (1999 à 2001). Les analyses multivariées font l’objet d’un contrôle du biais d’hétérogénéité pouvant résulter des relations endogènes entre le choix du type d’auditeur (Big Five ou non) et le délai d’audit, contrôle que ne proposent pas les études antérieures. Les principaux résultats sont les suivants au regard des quatre familles d’hypothèses :

  • il existe une relation positive entre l’effort requis par la mission et le délai d’audit. Celle-ci s’illustre à deux niveaux : la complexité engendrée par l’importance des régularisations (accruals) dans le résultat comptable d’une part, et le risque de cessation de paiements de la firme d’autre part ;

  • la pertinence des données comptables pour les investisseurs, inversement liée aux opportunités de croissance de la firme, agit également de manière marginale comme facteur de réduction du délai d’audit ;

  • en revanche, le jeu des incitations managériales sur le délai d’audit – associées à la nature bonne ou mauvaise des résultats financiers –, contredit nettement l’hypothèse généralement avancée selon laquelle les dirigeants ont tendance à accélérer (retarder) la divulgation de bonnes (mauvaises) nouvelles. Nous observons en effet une relation positive entre le délai d’audit et la variation du résultat par action, pouvant s’interpréter par : (1) une volonté des dirigeants d’atténuer la sanction du marché en publiant plus vite une mauvaise performance, prouvant ainsi leur bonne foi, (2) un objectif de minimisation des coûts de propriété engendrés par la publication d’une bonne nouvelle, ou (3) un scepticisme des auditeurs et des investigations plus poussées pour corroborer une progression importante des résultats. Des tests complémentaires appuieraient plutôt la troisième interprétation ;

  • enfin, nos modèles confirment que les moyens d’intervention et la compétence des auditeurs sont susceptibles de réduire significativement le délai d’audit. En l’espèce, la capacité des grands réseaux internationaux (Big Five) à délivrer l’opinion d’audit plus rapidement est validée. En particulier, dans ce contexte de co-commissariat, nous observons une relation négative entre le nombre de Big Five composant le collège des auditeurs et le délai d’audit, relation qui perdure après contrôle du biais de sélection. En outre, l’expertise sectorielle des commissaires permet également de réduire significativement le délai d’audit, confortant ainsi l’idée qu’une compétence relative différenciée contribue à l’efficience du service d’audit.

Les résultats de cette étude ont des implications méthodologiques, institutionnelles et conceptuelles. Sur le plan méthodologique, tout d’abord, les résultats des études antérieures sont potentiellement biaisés par la non prise en compte de l’endogénéité entre le délai de délivrance de l’opinion et la fonction de choix de l’auditeur. D’un point de vue institutionnel, ensuite, cette analyse dans le cadre français du co-commissariat aux comptes montre que la composition du collège des auditeurs n’est pas neutre en termes de délai de réalisation de la mission. Il existe-là une possibilité pour les entreprises de « moduler » leur recours aux services des grands cabinets anglo-saxons en fonction de la rapidité avec laquelle elles souhaitent voire accomplir la mission d’audit : le commissariat conjoint apparaît comme une source effective de flexibilité à ce niveau. Au-delà du critère générique de réputation / taille des auditeurs, cette étude met en évidence, pour la première fois, le rôle d’un facteur de compétence relative – l’expertise sectorielle – dans la production efficiente d’un audit. Cela étaye l’intérêt que peuvent avoir les cabinets, notamment moyens ou petits, à se spécialiser pour rester dans la compétition. Enfin, sur un plan conceptuel et dans leur plus large acception, les résultats de cette étude suggèrent que le délai d’audit dépend également des contraintes opérationnelles de complexitérisque auxquelles doivent faire face les auditeurs, et plus marginalement de la demande d’information financière à des fins informationnelles ou contractuelles. De prime abord, le fait que le délai d’audit soit affecté par des facteurs de complexité et de risque de la mission peut sembler inquiétant dans le cadre de la Directive Transparence, qui prône depuis 2007 une diffusion plus rapide de l’information financière. Certaines limites sont peut-être à ne pas dépasser pour ne pas nuire à la qualité de l’audit. D’un point de vue factuel, notons que les délais d’audit les plus courts de notre échantillon concernent le groupe Rhodia (27, 30 et 29 jours pour les exercices 1999, 2000 et 2001 respectivement), placé sous enquête financière. Une étude clinique serait enrichissante à ce niveau. Les positions des régulateurs en faveur d’une divulgation toujours plus rapide de l’information financière devraient intégrer les éventuelles conséquences négatives d’une telle ligne de conduite sur la qualité de l’audit et de l’information financière.

Remerciements

Cette étude a bénéficié du soutien financier de l’Alliance de recherche « Gouvernance, juricomptabilité et création de valeur », dans le cadre de l’Initiative sur la Nouvelle Économie du Conseil de recherches en sciences humaines (CRSH) du Canada. L’auteur remercie la Chaire de Gouvernance et Juricomptabilité d’HEC Montréal pour son soutien, ainsi que Lamya Kermiche et les deux réviseurs anonymes de la revue CCA qui ont contribué à la qualité de cet article.


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Notes

[1]

Les sociétés qui ont adhéré aux segments Nexteconomy et Nextprime sont soumises à des règles de communication financière plus contraignantes. Elles doivent notamment, depuis 2003, rendre public leurs comptes consolidés dûment certifiés dans les trois mois suivant la clôture de l’exercice (Règles de marché de la bourse de Paris, du Nouveau marché, du MATIF et du MONEP, Livre I, 7202/1).

[2]

Certains travaux distinguent les cabinets d’audit selon leur approche structurée ou non de la mission (Williams et Dirsmith 1988 ; Newton et Ashton 1989). Cette distinction, développée au début des années 1980 sur un marché encore relativement ouvert – avec la présence d’au moins huit grands réseaux internationaux – conduisait à classer Coopers & Lybrand, PriceWaterhouse, ainsi que les petits cabinets comme « non structurés ». Elle a largement perdu de sa pertinence aujourd’hui suite aux regroupements des grands réseaux : les Big Five ou Big Four sont réputés mobiliser des moyens, des approches et des standards de qualité homogènes sur une base internationale (Jaggi et Tsui 1999).

[3]

Vue sous l’angle du risque de mission, la dispersion de l’actionnariat est synonyme d’un grand nombre d’utilisateurs de l’information financière, ce qui accroît le risque de poursuite de l’auditeur en cas d’opinion erronée. L’auditeur doit alors étendre ses diligences pour maintenir un risque de mission le plus bas possible. Cette interprétation – qui est celle retenue et corroborée empiriquement par Bamber et al. (1993) – conduit alors à une relation négative entre la concentration de l’actionnariat et le délai d’audit. Nous avons toutefois privilégié l’angle « informationnel » pour deux raisons : (1) la dispersion de l’actionnariat n’est qu’un facteur de risque indirect pour l’auditeur, sans lien avec la continuité d’exploitation, (2) la capacité des investisseurs à poursuivre l’auditeur en dommages et intérêts est nettement moindre dans le cadre juridique français, comparativement au système judiciaire américain beaucoup plus réactif (p. ex. la pratique des class actions et des honoraires d’avocats conditionnels n’est pas admise en France, pour l’heure).

[4]

Givoly et Palmon (1982), Bamber et al. (1993), Begley et Fischer (1998) aux États-unis ; André et al. (1999) au Canada ; Haw et al. (2000) en Chine ; Leventis et Weetman (2004) en Grèce.

[5]

Il y a environ deux fois plus de pertes en 2001, et deux fois plus d’observations en 2000 (année d’application du règlement CRC sur les comptes consolidés), que les autres années. Par ailleurs, la chute des ratios de capitalisation des actifs en 2001 peut être attribuée à la crise boursière, conjuguée à l’effet « 11 septembre 2001 ».

[6]

Les corrélations de rang les plus élevées sont entre LnActif et ComAud (0,48), OC (-0,49), ExpCac (0,59) et CotUSA (0,33).

Résumé

Français

Cette étude porte sur les déterminants du délai d’audit dans les sociétés françaises cotées. Les hypothèses relèvent (1) de l’effort d’audit requis, (2) de la demande externe d’information financière, (3) des motivations managériales associées à la divulgation plus ou moins rapide de bons ou mauvais résultats, et (4) des capacités d’intervention et d’expertise des auditeurs en fonction, dans un contexte de co-commissariat aux comptes. Les tests portent sur 290 observations parmi les sociétés non financières du SBF 120 (période 1999-2001). Les analyses multivariées montrent que le délai d’audit : (1) augmente avec des facteurs de complexité-risque de la mission (accruals, risque de faillite), et plus marginalement avec les opportunités de croissance de la firme, signe d’une moindre pertinence de l’information comptable pour les investisseurs, (2) est positivement associé à une bonne nouvelle d’après la variation du résultat par action, et (3) diminue avec la présence, ou le nombre, de Big Five parmi les auditeurs, ainsi qu’avec le degré d’expertise sectorielle des auditeurs en charge de la mission. Les implications méthodologiques, institutionnelles et conceptuelles de ces résultats sont discutées.

Mots-clés

  • délai d’audit
  • effort d’audit
  • reporting financier
  • gouvernance
  • Big Five

English

Determinants of the Audit Report Lag of French Listed CompaniesThis study investigates the determinants of the audit report lag (ARL) among French listed companies. Hypotheses address (1) the required audit effort, (2) the external demand for financial reporting, (3) managerial incentives associated with the disclosure timing of good or bad news, and (4) auditors’ expertise and human resources in a context of mandatory joint-auditing. Empirical tests address 290 non financial firm year observations drawn from SBF 120 Index companies during 1999-2001. Multivariate analyses document that the ARL : (1) increases with audit complexity-risk factors (accruals, bankruptcy risk), and marginally with the firm’s growth opportunities, which indicate a lower relevance of accounting numbers to investors, (2) is positively associated with a « good » news as proxied by the relative change in EPS, and (3) decreases with the presence of, or the number of, Big Five auditors, as well as with auditors’ industry expertise. Methodological, institutional and conceptual implications of these findings are then discussed.

Keywords

  • audit report lag
  • audit effort
  • financial reporting
  • governance
  • Big Five

Plan de l'article

  1. Introduction
  2. 1 - Littérature et hypothèses
    1. 1.1 - Les facteurs liés l’effort d’audit
      1. 1.1.1 - La complexité de la mission d’audit
      2. 1.1.2 - Le risque de mission
      3. 1.1.3 - L’environnement de contrôle interne
    2. 1.2 - La demande externe d’information financière
      1. 1.2.1 - La demande externe émanant des actionnaires
      2. 1.2.2 - La capacité des états financiers à répondre aux attentes des investisseurs
    3. 1.3 - Les motivations managériales liées à la nature de la nouvelle
    4. 1.4 - La capacité d’intervention et l’expertise des auditeurs en fonction
  3. 2 - Échantillon et variables
    1. 2.1 - L’échantillon sélectionné
    2. 2.2 - Les variables
      1. 2.2.1 - Les facteurs circonstanciels susceptibles d’affecter le délai d’audit
      2. 2.2.2 - Un facteur spécifique : la cotation aux États-unis
      3. 2.2.3 - La taille de la société auditée
  4. 3 - Résultats empiriques
    1. 3.1 - Tests univariés
    2. 3.2 - Analyse multivariée
    3. 3.3 - Analyses additionnelles
      1. 3.3.1 - Multicolinéarité
      2. 3.3.2 - Cotation aux États-unis
      3. 3.3.3 - Sensibilité à la mesure de certains facteurs
  5. Conclusion

Pour citer cet article

Piot Charles, « Les déterminants du délai de signature du rapport d'audit en France », Comptabilité - Contrôle - Audit, 2/2008 (Tome 14), p. 43-73.

URL : http://www.cairn.info/revue-comptabilite-controle-audit-2008-2-page-43.htm
DOI : 10.3917/cca.142.0043


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