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Comptabilité - Contrôle - Audit

2013/1 (Tome 19)


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Introduction

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Les études sur le gouvernement d’entreprise se sont essentiellement intéressées au conflit d’agence entre actionnaires et dirigeants (dit principal-agent, ou conflit de type I) en supposant une dispersion de la propriété. Cependant, des études plus récentes ont montré la prédominance de la concentration de la propriété qui génère un autre conflit d’agence existant entre actionnaires de contrôle et actionnaires minoritaires (dit principal-principal, ou conflit de type II) (Shleifer et Vishny 1997 ; La Porta et al. 1999 ; Denis et McConnell 2003 ; Gillan et Starks 2003), notamment en France (Djama et Boutant 2006 ; Trébucq 2007). Les actionnaires de contrôle sont ici définis comme étant ceux disposant d’un pourcentage de capital et de vote suffisant pour leur conférer le pouvoir de choisir les membres du conseil d’administration/surveillance (ou de sa majorité) et la possibilité d’exercer une pression de façon à influencer l’avenir de l’entreprise (Berle et Means 1932).

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Dans cette étude, nous examinons l’influence du conflit d’agence de type II sur les honoraires d’audit des sociétés cotées françaises. En effet, face au risque d’expropriation des actionnaires minoritaires, les auditeurs externes doivent élargir l’étendue des travaux d’audit (risque inhérent et risque de contrôle) et/ou demander une prime de risque plus élevée (risque de litige) (Khalil et al. 2008). À notre connaissance, peu d’études ont examiné ce conflit en relation avec des honoraires d’audit, parmi lesquelles Fan et Wong (2005) en Asie du Sud-Est et Khalil et al. (2008) au Canada. Or la France présente un contexte intéressant pour trois raisons : 1) une faible protection des investisseurs (La Porta et al. 1998) ; 2) une forte concentration de la propriété des sociétés françaises (La Porta et al. 1999 ; Faccio et Lang 2002) ; et 3) la séparation des droits de vote et des droits au capital accentuant le conflit d’agence de type II.

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Nous menons une étude sur les déterminants des honoraires d’audit des sociétés non financières du SBF 250 sur la période 2006-2008. Le résultat principal est la mise en évidence d’une relation non linéaire en U inversé entre le pourcentage de capital des actionnaires de contrôle et les honoraires d’audit, suggérant ainsi l’existence de deux effets opposés : un premier effet lié à un risque d’expropriation croissant, puis un second effet lié à un intérêt marginalement décroissant à exproprier. Nous montrons également l’absence de relation entre la propriété managériale (définie comme le pourcentage de capital détenu par les managers) et les honoraires d’audit, alors qu’elle est significativement avérée dans les études anglo-saxonnes, ce qui illustre la faiblesse de ce conflit d’agence dans un pays de droit civil comme la France. Enfin, il apparaît que les entreprises familiales présentent certaines spécificités eu égard à la relation entre conflit d’agence et honoraires d’audit. D’une part, nous mettons en évidence l’influence négative de la nature familiale de l’actionnariat de contrôle sur les honoraires d’audit, et d’autre part nous trouvons que les honoraires d’audit des entreprises contrôlées par des familles ne sont pas sensibles aux conflits d’agence de type I et de type II. Il semble donc que ce soit la nature familiale de l’actionnariat et non le niveau de détention du capital qui influence les honoraires d’audit. Ce résultat peut s’expliquer par un faible pouvoir de négociation des auditeurs face aux entreprises familiales (Ching-Lung et al. 2007) et une diminution de la demande d’audit des actionnaires familiaux qui disposent déjà de l’information (Hirigoyen 2002).

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Notre article contribue à la recherche à plusieurs niveaux. Premièrement, il permet d’apprécier l’influence des conflits d’agence sur le rôle de l’auditeur à travers l’étude des honoraires d’audit dans un pays de droit civil (La Porta et al. 1998). Ainsi les avantages tirés de la réduction du conflit d’agence généré par la propriété managériale, largement documentés dans un contexte de droit coutumier, n’apparaissent pas aussi évidents dans un pays de droit civil comme la France. Deuxièmement, cette étude apporte trois nouvelles explications aux résultats mitigés quant à la relation entre la concentration de la propriété et les honoraires d’audit. La première explication tient au fait que ces études retiennent la notion d’insider regroupant les actionnaires de contrôle et les dirigeants (Chan et al. 1993 ; Nikkinen et Sahlstöm 2004 ; Fan et Wong 2005 ; Khalil et al. 2008) et ne distinguent pas entre ces deux parties. La deuxième explication suggère que la relation associant les honoraires d’audit et la propriété des actionnaires de contrôle est non linéaire (U inversé), alors que les rares études isolant ce conflit l’ont présumé linéaire (Peel et Clatworthy 2001 ; Niemi 2005). Enfin, notre travail complète les études précédentes en examinant l’influence de la nature de l’actionnaire de contrôle, étendant ainsi l’étude de Niemi (2005) en montrant en particulier l’absence de relation entre les deux conflits d’agence et les honoraires d’audit en cas de contrôle familial.

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Cet article est structuré de la façon suivante. Nous présentons le cadre d’analyse et les hypothèses dans la section 2. La section 3 présente le modèle et la section 4 expose l’échantillon retenu et les résultats obtenus qui sont ensuite discutés dans la section 5. Enfin, nous concluons et présentons les limites de notre étude en section 6.

1 - Honoraires d’audit et conflits d’agence

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Comme il est peu rationnel qu’un auditeur s’engage sur un client présentant un profil de risque plus élevé sans compensation adéquate (Feltham et al. 1991), les honoraires d’audit devraient refléter l’effort supplémentaire (Watkins et al. 2004) que représentent les conflits d’agence. Nous présentons dans un premier temps le cadre d’analyse (2.1), suivi dans un second temps par le développement des hypothèses (2.2).

1.1 - Le cadre d’analyse

1.1.1 - Les honoraires d’audit

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Une abondante littérature s’est intéressée aux déterminants des honoraires d’audit (Hay et al. 2006) depuis le travail séminal de Simunic (1980) qui évalue les honoraires d’audit selon deux composantes : l’effort d’audit et une prime de risque.

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La première composante représente l’effort d’audit. Il s’agit là de l’effort jugé nécessaire par l’auditeur, basé sur l’évaluation par l’auditeur du risque qu’une erreur significative existe dans les états financiers (risque inhérent à l’activité) et du risque que le contrôle interne de l’entreprise ne la détecte pas (risque lié au contrôle interne). Un client présentant un niveau de risque plus élevé conduira l’auditeur à augmenter ses honoraires pour couvrir un coût plus élevé (Simunic et Stein 1996). Or les comportements opportunistes des insiders (Jensen 1986) sont susceptibles de générer un risque inhérent et un risque de contrôle interne plus élevés (Khalil et al. 2008). Différentes études ont démontré la prise en compte par l’auditeur des coûts d’agence tels que les risques de détournement d’actifs, d’utilisation abusive de privilèges, d’augmentation de rémunération, etc. (Gul et Tsui 1997, 2001 ; Jensen et Payne 2005 ; Khalil et al. 2008). Outre la fonction de production, l’effort d’audit peut également être revu à la hausse sur demande de l’audité : le principal (l’actionnaire en général, ou l’actionnaire minoritaire) engage alors des coûts de surveillance et l’agent (le dirigeant) ou l’autre principal (l’actionnaire de contrôle) engagent des coûts de dédouanement (Jensen et Meckling 1976).

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Ces travaux ont été menés essentiellement dans un contexte anglo-saxon, marqué par une faible concentration du capital associée à une forte protection des investisseurs (La Porta et al. 2000). Or, dans un pays de droit civil comme la France, on peut s’attendre à ce que l’auditeur joue un rôle accru afin de compenser une plus faible protection de l’actionnaire (Francis et al. 2003). La réglementation française impose à l’auditeur la prise en compte de la structure de l’actionnariat à deux niveaux. D’une part, lors de la phase initiale de prise de connaissance de l’entité et de son environnement destinée à la planification de son audit et à l’évaluation du risque d’anomalies significatives dans les comptes, l’auditeur doit notamment prendre connaissance « de la structure du capital et du gouvernement d’entreprise de la société » (NEP 2009, Alinéa 13). D’autre part, l’auditeur doit émettre un rapport spécial sur les conventions réglementées, portant sur les transactions avec les parties liées (L.225-40 du Code de Commerce). Ces transactions étant l’occasion pour les actionnaires de contrôle de détourner des ressources au détriment des actionnaires minoritaires (Nekhili et Cherif 2009), l’auditeur doit mettre en œuvre les diligences nécessaires pour vérifier les informations sur les conventions réglementées présentées aux actionnaires, augmentant ainsi l’étendue de ses travaux.

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La seconde composante représente une prime de risque liée à la probabilité de devoir supporter des pertes post-audit en cas de certification à tort d’états financiers comportant une erreur significative. De nombreuses études (Palmrose 1986 ; Francis et Simon 1987 ; Simunic et Stein 1996 ; Willenborg 1999 ; Venkataraman et al. 2008 ; Feldmann et al. 2009) se sont intéressées au risque de litige défini comme le risque de devoir payer des indemnités ou le risque de perte de réputation (Lyon et Maher 2005). Lafond et Roychowdhury (2008) soulignent que les conflits d’agence sont susceptibles d’influencer la prime de risque et, par conséquent, les honoraires d’audit. En France, le risque de litige est généralement considéré comme faible. Cependant, il faut noter que l’étude de Wingate (1997) effectuée sur la base des données utilisées par une compagnie d’assurance spécialisée dans la couverture des indemnités payées par les cabinets d’audit conclut à un score de 6,22 pour la France, sur une échelle allant de 1 à 15 [1][1] L’échelle proposée par Wingate comportait initialement..., soit un score moyen non nul.

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Finalement, l’audit étant conçu comme un mécanisme de surveillance au sein de la théorie d’agence, les développements théoriques précédents nous amènent à suggérer que le travail de l’auditeur (vu au travers de ses honoraires) doit prendre en compte la complexité et le risque supplémentaire liés à l’existence des conflits d’agence. Les conflits d’agence étant généralement appréciés dans la littérature par la structure de propriété, nous détaillons dans la section suivante les résultats des travaux associant les honoraires d’audit et la structure de propriété.

1.1.2 - Honoraires d’audit et structure de propriété

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Les études ayant porté sur l’impact de la structure de propriété sur les honoraires d’audit montrent des résultats mitigés (Hay et al. 2006). Ces travaux se sont très majoritairement focalisés sur l’impact de la propriété des insiders (définis comme étant les actionnaires de contrôle et les dirigeants) sur les honoraires d’audit. Sur la base des travaux de la théorie de l’agence, Chan et al. (1993) suggèrent que les honoraires d’audit sont plus élevés dans les entreprises où la séparation entre la propriété et le management est élevée. Ils montrent sur un échantillon d’entreprises britanniques que la concentration du capital des insiders est associée négativement aux honoraires d’audit. Néanmoins Firth (1997), appliquant le même raisonnement que Chan et al. (1993) sur un échantillon de sociétés norvégiennes, ne trouve pas de relation significative entre la concentration de la propriété des insiders et les honoraires d’audit.

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Niemi (2005) cherche à comprendre l’incohérence de ces résultats. Dans un test préliminaire, il reproduit l’analyse sur un échantillon d’entreprises finlandaises en examinant l’association entre la concentration de la propriété (l’existence d’un actionnaire majoritaire) et d’une part l’effort (nombre d’heures) et d’autre part les honoraires d’audit. Le résultat de ce test montre l’absence de relation significative entre l’existence d’un actionnaire majoritaire et les honoraires d’audit (idem pour le nombre d’heures). Il explique alors ce résultat par le fait que la propriété managériale et celle des actionnaires de contrôle ont deux effets opposés sur le niveau des honoraires d’audit et distingue alors selon la nature de l’actionnariat majoritaire. Il trouve tout d’abord une relation négative entre les honoraires d’audit et l’existence d’un actionnariat majoritaire-manager, ce qui conforte les fondements théoriques basés sur une plus faible asymétrie d’information, une complexité réduite et des décisions moins risquées dans les sociétés contrôlées par des managers. Il met ensuite en évidence une relation positive entre l’existence d’un actionnariat majoritaire-holding étrangère et les honoraires d’audit, ce que Niemi (2005) explique par une complexité additionnelle dans le reporting financier des sociétés contrôlées par des entités étrangères ou des problèmes de contrôle du management. Finalement il trouve une relation positive entre l’existence d’un actionnariat majoritaire-État et les honoraires d’audit, due au fait que les actions revenant à l’État sont la propriété des citoyens qui le composent, ce qui ramène à une situation similaire à un actionnariat dispersé.

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De leur côté, Fan et Wong (2005) étudient la prime exigée par les auditeurs dans le contexte de l’Asie du Sud-Est caractérisé par une concentration du capital et la présence de familles à la tête des entreprises. L’hypothèse retenue est que le faible niveau de contrôle interne attendu de ces entreprises est susceptible de générer un risque d’audit plus élevé, entraînant ainsi des honoraires d’audit plus élevés. Les auteurs obtiennent une relation positive entre les conflits d’agence (pourcentage des droits de vote supérieur à 30 %) et les honoraires d’audit, confirmant ainsi leur hypothèse. En revanche, l’étude n’obtient pas de résultat significatif lorsque le pourcentage des droits de vote est inférieur à 30 %.

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Globalement, l’ensemble de ces travaux semblent montrer à la fois l’impact des conflits d’agence sur les honoraires d’audit, et la nécessité de prendre en compte précisément 1) la propriété managériale, 2) la propriété des actionnaires de contrôle, 3) leur nature. Ces trois points sont développés sous forme d’hypothèses dans la section suivante.

1.2 - Développement des hypothèses

1.2.1 - Conflit d’agence de type I et honoraires d’audit

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Selon Jensen et Meckling (1976), la séparation entre la gestion et la propriété de la firme conduit à une asymétrie d’information entre les actionnaires et le dirigeant. Ce dernier est mieux informé du fait qu’il participe aux activités opérationnelles quotidiennes alors que les actionnaires sont à l’extérieur de l’entreprise. Conformément à la théorie de l’agence, cette situation d’asymétrie d’information associée à l’opportunisme du dirigeant incite celui-ci à engager des stratégies de manipulations comptables nuisant à la qualité de l’information financière. Jensen (1986) montre que les managers (nous associons désormais le vocable « managers » à « équipe dirigeante » conformément à la littérature sur la gouvernance) qui investissent leur propre argent dans l’entreprise ont une plus grande aversion au risque dans leurs décisions par rapport aux autres managers du fait que ces derniers ont un portefeuille plus diversifié. Jensen et Warner (1988) ainsi que Hart et Moore (1990) suggèrent que la propriété managériale a un effet positif sur la performance : il s’agit d’une motivation supplémentaire pour les managers à exercer eux-mêmes plus de contrôle et réaliser une meilleure performance. La propriété managériale permet donc de réduire le conflit d’agence de type I (conflit actionnaire-manager), en alignant les intérêts du manager sur ceux de l’actionnaire. Les conséquences en sont une approche plus conservatrice dans l’élaboration des états financiers (Lafond et Roychowdhury 2008) et moins de gestion de résultats ce qui facilite le travail de l’auditeur et réduit le coût de la mission, en raison d’un effort d’audit moins important (Gul et al. 2003).

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Il est alors possible de faire l’hypothèse que les coûts de surveillance, incluant les honoraires d’audit, sont plus élevés dans les entreprises où la propriété managériale est faible, comme cela a été suggéré par Agrawal et Jayaraman (1994) et Gul et Tsui (2001). Ainsi DeFond (1992) avance l’idée que les conflits d’agence déterminent le degré d’audit nécessaire pour rendre le management crédible face aux investisseurs actuels et futurs. Par conséquent, plus l’étendue des conflits d’agence est importante, plus la demande de qualité d’audit est élevée du point de vue de l’audité, ce qui à son tour fera l’objet d’une rémunération plus élevée des auditeurs. Du point de vue de l’auditeur, la production du service sera également plus étendue en réponse au risque inhérent d’irrégularités comptables accru associé aux situations d’agence.

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De nombreuses études ont établi des relations entre le choix de l’auditeur ou les honoraires d’audit et la propriété managériale. Agrawal et Jayaraman (1994), Gul et Tsui (2001) et Nikkinen et Sahlstöm (2004) trouvent une relation négative entre les honoraires d’audit et la propriété managériale. D’autres recherches montrent que la probabilité de choisir un cabinet big four (considéré comme un indicateur de la qualité de l’audit) augmente dans les entreprises où l’asymétrie d’information est élevée entre les propriétaires et le manager (Francis et Wilson 1988 ; Beatty 1989 ; DeFond 1992 ; Francis et al. 2009).

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Finalement, les entreprises gérées par un actionnaire-manager sont caractérisées par un faible niveau d’asymétrie d’information et un faible risque d’audit, ce qui a pour conséquence de réduire les deux composantes des honoraires d’audit à savoir la prime de risque et l’effort d’audit. Nous émettons ainsi notre première hypothèse :

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H1 : Il existe une relation négative entre le pourcentage de capital détenu par les managers et les honoraires d’audit.

1.2.2 - Conflit d’agence de type II et honoraires d’audit

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De nombreuses études (Shleifer et Vishny 1997 ; La Porta et al. 1998 ; La Porta et al. 1999 ; Denis et McConnell 2003 ; Gillan et Starks 2003) montrent que dans la majorité des pays, la propriété est concentrée et les intérêts des actionnaires minoritaires ne sont pas protégés efficacement, particulièrement dans les pays de droit civil (La Porta et al. 1998). Ce contexte favorise l’émergence d’un conflit dit de type II, entre les actionnaires de contrôle et les actionnaires minoritaires. En effet, même si les deux catégories ont droit au même dividende (Denis et McConnell 2003), l’actionnaire de contrôle dispose des bénéfices privés du contrôle [2][2] Ces bénéfices privés sont définis selon Johnson et... : il peut augmenter sa richesse en exerçant des privilèges additionnels [3][3] Comme le souligne Le Maux (2003), ces bénéfices privés... au détriment de l’actionnaire minoritaire.

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Certains auteurs lient la notion de contrôle à la détention de la majorité des voix à l’assemblée générale (DeAngelo et DeAngelo 1985 ; Broye 2009). D’autres comme La Porta et al. (1999) considèrent qu’une entreprise a un actionnaire de contrôle s’il existe un actionnaire disposant directement et indirectement de 20 % des droits de vote de la firme. Gelb (2000) et Black (1990) se basent sur les recommandations de la SEC et retiennent le seuil de 10 % pour caractériser les insiders. D’autres études retiennent le seuil de 5 % (Chan et al. 1993 ; Labelle et Schatt 2005). Nous retiendrons cette dernière mesure dans le cadre de cette étude en notant que les études antérieures s’accordent sur la difficulté de définir un seuil de détention pour qualifier les actionnaires de contrôle [4][4] Même s’il n’existe pas de définition établie (et précise)....

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Les actionnaires de contrôle ayant un contrôle effectif sur l’entreprise via un pourcentage de capital élevé sont incités à exproprier les actionnaires minoritaires. Ce phénomène conduit à des coûts d’agence de type II élevés, notamment à travers l’augmentation des honoraires d’audit en tant que composante principale des coûts de surveillance (Nikkinen et Sahlstöm 2004). Comme nous l’avons développé ci-dessus les conflits d’agence sont de nature à influencer positivement les honoraires d’audit, que ce soit la composante prime de risque (Lyon et Maher 2005 ; Lafond et Roychowdhury 2008) ou celle relative à l’effort d’audit (Simunic et Stein 1996 ; Nikkinen et Sahlstöm 2004). Ainsi, le risque d’expropriation des actionnaires minoritaires tend à augmenter les honoraires d’audit (Fan et Wong 2005).

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Si de nombreuses études ont étudié l’impact de l’actionnariat de contrôle sur différentes mesures de performances financières [5][5] Par exemple Bozec et Laurin (2004) mettent en évidence..., nous n’avons pas connaissance d’études associant la détention de capital par les actionnaires de contrôle aux honoraires d’audit en France. Dans une problématique proche (la qualité de la communication financière), nous pouvons cependant nous référer à une étude menée en France par Labelle et Schatt (2005). Cette étude fait l’hypothèse d’une relation curvilinéaire entre le pourcentage d’actions détenues par le public et la qualité des états financiers, évalué par la nomination au prix AGEFI. L’argumentation développée est la suivante : lorsque l’actionnariat est dilué, alors les dirigeants sont incités à réduire les coûts d’agence en ayant une communication financière de qualité dans le but principal « d’éviter une prise de contrôle hostile qui pourrait entraîner leur remplacement » (Labelle et Schatt 2005, p. 85). Inversement, lorsque l’actionnariat est concentré, les actionnaires de contrôle sont incités à « accroître la qualité de la communication financière dans le but d’améliorer la liquidité du titre et de maximiser la valeur de l’entreprise » (Labelle et Schatt 2005, p. 85). Entre ces deux extrêmes, les auteurs s’attendent à un niveau de qualité d’information financière minimal, étant donné l’absence d’incitation de la part des dirigeants et de la part des actionnaires de contrôle, notamment lié à une liquidité satisfaisante des titres.

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À notre connaissance, l’existence d’une relation non linéaire entre les honoraires d’audit et la concentration du capital n’a jamais été mise en évidence. Le raisonnement est alors le suivant : un pourcentage croissant de capital des actionnaires de contrôle augmente leur pouvoir sur la firme et leur incitation à exproprier, générant ainsi des honoraires d’audit plus élevés dus à (1) l’augmentation de la prime couvrant les coûts de litige ; (2) l’augmentation de l’effort d’audit dû à une plus grande complexité de la mission. Ho et Wong (2001) soulignent ainsi que les décisions prises par les actionnaires de contrôle menaçant les intérêts des actionnaires minoritaires restent souvent difficiles à contester pour ces derniers en raison du faible niveau de protection légale et de l’inefficacité des mécanismes de gouvernement d’entreprise (Shleifer et Vishny 1997 ; La Porta et al. 1999). En revanche, lorsque la proportion du capital des actionnaires dépasse un certain seuil, les actionnaires de contrôle subissent une grande partie des conséquences de leurs décisions : l’intérêt à exproprier devient donc marginalement décroissant. Par conséquent, les bénéfices privés du contrôle sont susceptibles de devenir inférieurs relativement à la perte potentielle de valeur de la firme qui leur revient. Ainsi, le conflit d’agence de type II diminue, conduisant les auditeurs à réduire la prime de risque ainsi que l’effort d’audit. Ce raisonnement nous conduit donc à poser notre deuxième hypothèse :

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H2 : Les honoraires d’audit sont associés positivement puis négativement (relation en U inversé) au pourcentage de droit au capital des actionnaires de contrôle.

1.2.3 - Actionnariat familial et honoraires d’audit

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Les sociétés contrôlées par des familles (appelées désormais sociétés familiales) sont caractéristiques des sociétés cotées françaises (La Porta et al. 1999 ; Faccio et Lang 2002 ; Labelle et Schatt 2005). Par exemple, Broye et Schatt (2003), sur la base de 402 introductions en bourse en France entre 1986 et 2000, montrent que, après l’IPO, 50 % du capital est toujours détenu par le premier d’actionnaire d’origine dans plus de la moitié des cas. Ce taux de détention monte à 66 % si on inclut le capital détenu par le second actionnaire, qui s’avère fréquemment être un membre de la famille ou le cofondateur de l’entreprise.

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Villalonga et Amit (2006) suggèrent que la nature de l’actionnaire de contrôle influe sur le risque d’expropriation des minoritaires. Ils soulignent que, lorsque l’actionnaire dominant est une institution financière ou une entreprise à capital dispersé, les bénéfices privés du contrôle seront partagés entre l’ensemble des propriétaires indépendants entraînant la dilution de l’avantage y afférant. En revanche, lorsque l’actionnaire dominant est un individu ou une famille, l’avantage résultant de l’expropriation est supérieur. Ainsi, la famille ou l’individu auraient des motivations plus grandes pour l’expropriation. De plus, ces familles bénéficient souvent de droits de vote en excès par rapport à leurs droits au capital (La Porta et al. 1999), ce qui augmente le risque d’expropriation. Hirigoyen (2002) cite ainsi l’exemple de la famille Marine-Wendel qui multiplie les montages financiers afin de récupérer davantage de droits de vote que d’actions. Hirigoyen et Caby (2002) dénoncent une certaine complicité entre le dirigeant et la famille permettant à cette dernière de s’approprier des bénéfices privés au détriment des autres actionnaires, que Le Maux (2008) illustre par le cas Peugeot. Ho et Wong (2001) soulignent en outre l’inefficacité des conseils d’administration dans les entreprises familiales. Ces caractéristiques sont donc de nature à augmenter le risque d’expropriation des actionnaires minoritaires ainsi que le conflit d’agence de type II.

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En revanche, d’autres arguments soutiennent le contraire. Tout d’abord, dans la majorité des sociétés familiales, les membres de la famille font partie du management ou du conseil d’administration (Pochet 1998 ; La Porta et al. 1999 ; Hirigoyen 2002). Hirigoyen (2009) présente l’exemple de la société Danone où Antoine Riboud (ex-PDG) a fait nommer son fils Franck comme vice-président, ou bien encore la société Lagardère où Arnaud Lagardère a repris les rênes du groupe après la mort de son père Jean-Luc qui en était le PDG jusqu’en 2003. De ce fait, le contrôle est exercé directement par les actionnaires principaux qui y ont un intérêt évident, conduisant ainsi à réduire le conflit d’agence de type I (manager/actionnaires) dans ces firmes (Pochet 1998). En outre, la présence des membres de la famille à la tête de la firme leur procure un avantage considérable en termes d’accès à l’information (Chau et Gray 2002 ; Hirigoyen 2002 ; Pichard-Stamford 2002). L’asymétrie d’information entre les managers et les propriétaires y est donc plus faible que dans les autres entreprises (Ali et al. 2007 ; Francis et al. 2009). Enfin, Chau et Leung (2006), examinant l’effet de la propriété familiale sur l’existence d’un comité d’audit au sein d’un échantillon de 397 sociétés cotées à Hong Kong, mettent en évidence l’existence d’un effet de convergence et d’un effet d’enracinement.

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Nous présentons donc notre troisième hypothèse sous forme non directionnelle :

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H3 : La nature familiale de l’actionnaire de contrôle influence les honoraires d’audit.

2 - Modèle

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Le modèle général que nous testons est le suivant :

Toutes les variables sont définies dans le tableau 1 ci-contre.

Tableau 1 - Définition des variables (a)Tableau 1

(a) Worldscope ne publie que les dernières données connues sur l’actionnariat. Dans notre échantillon, la dernière mise à jour est en moyenne l’année 2007, ce qui correspond à l’année médiane. Suivant Fan et Wong (2005), nous faisons l’hypothèse que l’actionnariat est stable sur la période étudiée. Les données sont fournies par Worldscope sous forme d’une cellule texte intitulé « MajorShareholders », qui liste pour chaque entreprise les actions détenues par les dirigeants et celles detenues par les actionnaires de contrôle identifiés. En France, le règlement de l’AMF prévoit une obligation d’information dès lors que l’actionnaire détient plus de 5 % (AMF 2009).

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La variable dépendante FEE représente le logarithme des honoraires d’audit. La variable test pour H1 est MANCAP (% des droits au capital détenu par les dirigeants). Le coefficient ?3 sur MANCAP capture la réduction d’honoraires d’audit liée à l’alignement des intérêts des dirigeants sur ceux des actionnaires : son signe attendu est donc négatif. La variable test pour H2 est MAJCAP2 (% des droits au capital détenu par les actionnaires de contrôle > 5 %, terme quadratique). Nous nous attendons donc à ce que le coefficient ?2 soit négatif, indiquant ainsi une forme concave [6][6] Dans un modèle de type quadratique (polynomial de second....

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La variable test pour H3 est FAM, mesurant l’actionnariat familial (variable binaire, prenant la valeur 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un individu identifié ou une famille identifiée, et la valeur 0 sinon). Le coefficient ?1 sur FAM capture donc l’impact (non directionnel) de la nature familiale de l’actionnaire sur les honoraires d’audit. Cette variable sur le type de l’actionnariat est complétée par les variables GOUV, INST et GROUP (variables binaires, prenant la valeur 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est de type respectivement gouvernemental, institutionnel ou un autre groupe, et la valeur 0 sinon). Afin de nous assurer de la robustesse de ces résultats, nous utiliserons également une mesure alternative de la nature de l’actionnariat, basée sur la nature du premier actionnaire : FAM1, GOUV1, INST1 et GROUP1. Le choix de ces deux types de mesures de la nature de l’actionnariat est conforme à la littérature précédente (voir par exemple Francis et al. 2009).

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Nous incluons également deux types de variables de contrôle spécifiques à l’entreprise permettant de contrôler (1) l’effort d’audit et (2) le risque de perte supportée par l’auditeur (Simunic 1980 ; Francis 1984 ; Hay et al. 2006). L’effort d’audit est estimé par le logarithme du total actif (LOGACTIF) représentant la taille du client, et par deux variables approximant sa complexité : les ventes internationales (INTSALE : Chiffre d’Affaires réalisé à l’étranger, divisé par le Chiffre d’Affaires total) et la composition de l’actif (INVREC : somme des créances clients et des stocks, divisée par le total actif). De manière similaire à Simunic (1980) et Choi et al. (2009), nous intégrons le risque de perte ex-post supporté par l’auditeur par le taux d’endettement (LEV) et la rentabilité (rendement sur actif : ROA). Nous intégrons également la réputation du cabinet d’audit, pris en compte par la variable BIG4. Nous intégrons enfin un effet fixe temps (EFA : Effet Fixe Années). Comme la taille du client, sa complexité et ses risques spécifiques doivent être positivement corrélés aux honoraires d’audit, nous nous attendons à ce que tous les coefficients de ?1à ?5 soient de signe positif, et ?6 de signe négatif.

3 - Résultats empiriques

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Notre échantillon est composé des sociétés du SBF 250 sur la période 2006-2008. Le tableau 2 détaille la procédure de sélection de l’échantillon.

Tableau 2 - Procédure de sélection de l’échantillonTableau 2
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Notre échantillon final est composé de 415 observations (firme-année).

3.1 - Statistiques descriptives

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Le tableau 3 ci-contre présente les statistiques descriptives de l’ensemble de l’échantillon

Tableau 3 - Statistiques descriptivesTableau 3

Avec : FAM = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un groupe, 0 sinon ; FAM1 = 1 si le premier actionnaire est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV1 = 1 si le premier actionnaire est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST1 = 1 si le premier actionnaire est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP1 = 1 si le premier actionnaire est un groupe, 0 sinon.

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Selon le tableau 3, panel A, le montant moyen des honoraires est de 5,1 M€ (médiane : 1,4) sur les trois années (2006-2008). Ce montant moyen est cohérent avec la littérature : une moyenne de 4,5 M€ (médiane 1,4) pour Gonthier-Besacier et Schatt (2007) sur le SBF 250 en 2002, et 4,8 M€ pour Broye (2009) sur l’Eurolist en 2005. On constate une très grande diversité avec un minimum de 0,02 M€ et un maximum de 52,50 M€.

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Les statistiques descriptives des variables indépendantes de notre échantillon sont cohérentes avec les résultats publiés dans des recherches précédentes. Par exemple la variable MAJCAP a une moyenne (médiane) de 36,7 % (34,4 %). Ce résultat illustre la concentration de l’actionnariat en France, suggérant la possibilité d’un risque d’expropriation des minoritaires identifié par La Porta et al. (1998) sur ce pays. La variable MANCAP a une moyenne (médiane) de 11,6 % (2,9 %). La somme de ces deux variables donne une moyenne de 48,2 % (37,6 %), mesurant ainsi le capital détenu par les insiders. Ce montant est cohérent avec la concentration de capital obtenue par La Porta et al. (1998, p. 1149), soit une mesure de 34 % (24 %) sur les seuls trois plus grands actionnaires dans les dix plus grandes firmes françaises cotées non financières. On constate qu’en France, les actionnaires de contrôle détiennent des droits de vote en excès de leurs droits au capital en moyenne de 3,2 % (médiane : 0 %) avec un minimum de – 14,5 % et un maximum de 16,9 % [7][7] En tant que test préliminaire, nous avons développé.... Ce résultat confirme l’analyse menée au niveau européen sur les pratiques de bonne gouvernance par le cabinet d’étude Deminor (2005), qui classe la France parmi les pays où la protection des investisseurs est la plus faible (La Porta et al. 1998).

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Les variables de contrôle se situent dans une fourchette très large, illustrant la diversité des sociétés sélectionnées dans notre échantillon. Par exemple le taux d’endettement montre un minimum de 0,3 %, un maximum de 66,3 %, avec une moyenne à 23,9 %.

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Le tableau 3, panel B détaille l’échantillon selon la nature des actionnaires. Nous utilisons deux mesures : la nature d’un actionnaire de contrôle ayant plus de 5 % des droits au capital et la nature du premier actionnaire, telle que disponible dans la base de données Thomson. En prenant la première (resp. la seconde) définition, nous constatons que notre échantillon est composé à 40,0 % (resp. 34,5 %) de sociétés familiales, à 7,5 % (resp, 6,5 %) de sociétés où l’État est actionnaire de contrôle, à 42,4 % (resp, 18,3 %) de sociétés ayant des investisseurs institutionnels (fonds, banques, assurances, etc.) et à 41,4 % (resp. 32,3 %) de sociétés appartenant à un autre groupe. Nous constatons que les deux mesures de la nature familiale de l’actionnariat donnent des résultats très proches : l’actionnaire familial est essentiellement le premier actionnaire.

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Le tableau 4 détaille les caractéristiques des honoraires d’audit et de la structure de propriété selon la nature de l’actionnariat.

Tableau 4 - Évolution et détail par nature d’actionnaireTableau 4

(*) p < 0,10, (**) p < 0,05, (***) p < 0,01, tests bilatéraux.

Avec : AUDFEE = honoraires d’audit en K€ ; FEEPCT = honoraires d’audit divisé par le CA ; MAJCAP = pourcentage des droits au capital des actionnaires de contrôle, MANCAP = pourcentage des droits au capital des dirigeants ; INSIDER = MANCAP+MAJCAP ; FAM = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un groupe, 0 sinon.

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Le tableau 4, panel A présente l’évolution des honoraires d’audit sur la période étudiée. Nous présentons les honoraires divisés par le CA (FEEPCT), afin de contrôler pour l’effet taille, qui est le principal déterminant des honoraires d’audit (Hay et al. 2006). Les honoraires d’audit représentent en moyenne 0,14 % du CA sur l’ensemble de la période, avec des variations annuelles relativement faibles situées entre 0,137 % du CA en 2007 et 0,142 % en 2008.

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Le tableau 4, panel B détaille les honoraires d’audit ajustés (i.e. exprimés en % du CA) et la structure de l’actionnariat selon la nature de l’actionnaire de contrôle. On constate que les honoraires d’audit ajustés sont statistiquement différents selon la nature de l’actionnaire de contrôle. Ainsi, les entreprises familiales ont des honoraires d’audit ajustés plus élevés que les entreprises non familiales, (FEEPCT = 0,15 % contre 0,13 %, p < 0,05), ainsi que les entreprises ayant un actionnaire de contrôle institutionnel par rapport à celles qui n’en ont pas (FEEPCT = 0,16 % contre 0,13 %, p < 0,01). En revanche, une entreprise détenue par l’État a des honoraires d’audit ajustés moins élevés que dans le cas contraire (FEEPCT = 0,07 % contre 0,14 %, p < 0,01). Ce résultat est similaire pour les entreprises détenues par un autre groupe (FEEPCT = 0,13 % contre 0,15 %, p < 0,05). Ce tableau montre également que les entreprises familiales ont un actionnariat plus concentré (INSIDER = 0,545 contre 0,437, p < 0,01), essentiellement dû à un actionnariat des dirigeants beaucoup plus important (MANCAP = 0,236 contre 0,037, p < 0,01). Ce résultat est conforme à l’étude de Francis et al. (2009), qui présente une concentration de l’actionnariat familial moyen de 25 % en France, soit une concentration plus élevée qu’aux États-Unis où l’actionnariat moyen des actionnaires de contrôle familiaux est d’environ 7,4 % pour les sociétés du Standards & Poors (Wang 2006). Les entreprises détenues par l’État ont un actionnariat des dirigeants plus faible (MANCAP = 0,04 contre 0,123, p < 0,05), mais un actionnariat de contrôle plus important (MAJCAP = 0,498 contre 0,357, p < 0,01). Nous constatons aussi que les entreprises contrôlées par un investisseur institutionnel ont un actionnariat moins concentré (INSIDER = 0,427 contre 0,526, p < 0,01), provenant d’un actionnariat de contrôle moins important (MAJCAP = 0,319 contre 0,403, p < 0,01). En revanche, les entreprises contrôlées par un autre groupe n’ont pas d’actionnariat significativement plus concentré, du fait d’un actionnariat de contrôle plus élevé (MAJCAP = 0,421 contre 0,329, p < 0,01) compensé par un actionnariat des dirigeants plus faible (MANCAP = 0,085 contre 0,139, p < 0,01).

3.2 - Tests de corrélations

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Le tableau 5 présente la matrice de corrélation de la variable dépendante (honoraires d’audit) et de l’ensemble des variables indépendantes.

Tableau 5 - Matrice des corrélationsTableau 5Tableau 5

(*) p < 0,10, (**) p < 0,05, (***) p < 0,01, tests bilatéraux, coefficients de Pearson.

Avec : FEE = logarithme naturel des honoraires d’audit (en k€) ; MAJCAP = Pourcentage des droits au capital des actionnaires de contrôle ; MANCAP = Pourcentage des droits au capital des managers ; LOGACTIF = Logarithme naturel du total actif (en k€) ; INVREC = Somme des créances clients et des stocks, divisée par le total actif ; INTSALE = Chiffre d’Affaires réalisé à l’étranger, divisé par le Chiffre d’Affaires total ; ROA = Résultat net, divisé par le total actif ; LEV = Dettes totales divisées par le total actif ; BIG4 = Nombre de BIG 4 parmi les co-commissaires aux comptes (0 ; 1 ou 2) ; FAM = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un groupe, 0 sinon ; FAM1 = 1 si le premier actionnaire est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV1 = 1 si le premier actionnaire est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST1 = 1 si le premier actionnaire est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP1 = 1 si le premier actionnaire est un groupe, 0 sinon.

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Cette matrice montre que la variable dépendante (FEE) est négativement et significativement corrélée à 1 % au niveau de concentration du capital (MAJCAP) et des droits de capital (MANCAP) des managers. Les honoraires d’audit sont également positivement et significativement corrélés à 1 % au total actif (LOGACTIF), aux ventes internationales (INTSALE), au taux d’endettement (LEV), à l’actionnariat gouvernemental (GOUV et GOUV1) et institutionnel (INST1), ainsi qu’à la nature de l’auditeur (BIG4). Ils sont également négativement et significativement corrélés à 1 % à la composition de l’actif (INVREC), à la rentabilité (ROA) ainsi qu’à l’actionnariat familial (FAM et FAM1). Le sens des corrélations est cohérent avec nos hypothèses, à l’exception de la variable de concentration du capital des actionnaires de contrôle (MAJCAP) et de la composition de l’actif (INVREC). Cependant les coefficients de corrélation sont peu élevés : nous devons effectuer l’analyse multivariée avant de conclure sur les relations.

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Les variables indépendantes montrent certaines corrélations significatives. En particulier, nous constatons que la variable MANCAP est corrélée à la variable MAJCAP (coeff. = – 0,466, p < 0,01), ainsi qu’avec les variables FAM (coeff. = 0,520, p. <0,01) et FAM1 (coeff. = 0,498, p < 0,01). Nous prendrons donc en compte certaines interactions, et nous effectuerons une étude de multicolinéarité lors de l’analyse multivariée.

3.3 - Analyse multivariée

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Le tableau 6, en double page suivante, présente les résultats de l’analyse multivariée. Toutes les régressions sont basées sur la méthode des moindres carrés ordinaire (MCO). Différentes dispositions ont été prises pour assurer la fiabilité des résultats obtenus. Les p-values sont calculées 1) en corrigeant pour l’hétéroscédasticité conditionnelle des erreurs (ce qui a pour effet de diminuer la sensibilité de la régression à des valeurs extrêmes), et 2) en ajustant de la corrélation des erreurs intragroupes (cluster estimator of VCE (Baum 2006, p. 138)), le groupe étant ici défini au niveau de l’entreprise. D’autre part, la relation étudiée étant quadratique (en U inversé), on s’attend à un problème important de multicolinéarité, lié à l’utilisation simultanée des termes linéaire et quadratique. Nous avons donc eu recours à une transformation de la variable MAJCAP, en la centrant sur la moyenne, ce qui a pour effet de neutraliser en grande partie la multicolinéarité. Nous obtenons ainsi CMAJCAP = MAJCAP – moyenne(MAJCAP), et CMAJCAP2 = (CMAJCAP)2. Enfin, les p-values sont calculées sur la base de tests bilatéraux.

Tableau 6 - Modèles d’honoraires d’auditTableau 6Tableau 6

Notes : * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01, tests bilatéraux.

Avec : FEE = logarithme naturel des honoraires d’audit (en k€) ; CMAJCAP = Pourcentage des droits au capital des actionnaires de contrôle (variable centrée) ; CMAJCAP2 = (CMAJCAP)2 ; MANCAP = Pourcentage des droits au capital des managers ; LOGACTIF = Logarithme naturel du total actif (en k€) ; INVREC = Somme des créances clients et des stocks, divisée par le total actif ; INTSALE = Chiffre d’Affaires réalisé à l’étranger, divisé par le Chiffre d’Affaires total ; ROA = Résultat net, divisé par le total actif ; LEV = Dettes totales divisées par le total actif ; BIG4 = Nombre de BIG 4 parmi les co-commissaires aux comptes (0 ; 1 ou 2) ; FAM = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un groupe, 0 sinon ; FAM1 = 1 si le premier actionnaire est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV1 = 1 si le premier actionnaire est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST1 = 1 si le premier actionnaire est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP1 = 1 si le premier actionnaire est un groupe, 0 sinon.

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À titre indicatif, nous avons dans un premier temps utilisé un modèle linéaire simple (modèle 0) pour MAJCAP puis un modèle 1 qui prend en compte un effet quadratique au niveau de MAJCAP et un effet linéaire pour MANCAP [8][8] Nous avons également testé une relation quadratique....

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Le modèle 0 montre une relation négative et significative pour MANCAP (coeff. = – 0,712, p < 0,05). Cependant, le modèle 1 fait apparaître une relation non significative entre le capital détenu par les dirigeants (MANCAP) et les honoraires d’audit. Ainsi, notre hypothèse H1 – « Il existe une relation négative entre les honoraires d’audit et l’actionnariat des dirigeants » – est invalidée. À titre indicatif, nous avons appliqué la même analyse au sous-échantillon constitué uniquement des observations n’ayant pas d’actionnaire de contrôle (soit 51 observations). Le résultat (non tabulé) montre une relation négative significative (coeff. : – 0,708, p < 0,10) illustrant la prise en compte de l’effet d’alignement des dirigeants en l’absence d’actionnaires de contrôle.

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Le modèle 0 montre aussi une relation négative et significative pour CMAJCAP (coeff. = – 0,749, p < 0,01) ; ce résultat est conforme avec celui du modèle 1. On observe que le modèle 1 possède une très bonne valeur prédictive (R2 Aj. = 0,875, p < 0,01) et ne présente pas de problèmes de multicolinéarité (moyenne des VIF = 1,50, et aucun coefficient ne présente un VIF individuel supérieur à 3). La variable CMAJCAP2 (coeff. = – 2,019, p < 0,05) est significativement négativement corrélée aux honoraires d’audit. Ce résultat confirme l’hypothèse H2 : « Il existe une relation de nature curvilinéaire (en U inversé) entre les honoraires d’audit et la concentration du capital ». Ainsi, le conflit d’agence déterminant les honoraires d’audit en France est donc le conflit de type II (entre actionnaire de contrôle et actionnaire minoritaire) et non le conflit d’agence de type I.

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Enfin, la variable FAM est négativement corrélée aux honoraires d’audit (coeff. = – 0,224, p < 0,1), ce qui est conforme à l’hypothèse non directionnelle H3, avec une relation négative. Ce résultat suggère qu’audités et auditeurs s’accordent sur des honoraires d’audit plus faibles pour les entreprises familiales.

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Nos résultats montrent que la présence des groupes parmi les actionnaires de contrôle (GROUP) augmente le contrôle de la firme réduisant ainsi le besoin d’audit (particulièrement dans les sociétés familiales cf. Modèle 1F, Tableau 7). Néanmoins ce résultat est à prendre avec précaution puisque le tableau 7 montre que lorsque le premier actionnaire est un groupe (GROUPE1), nous n’observons plus cet effet.

Tableau 7 - Partition par actionnariat familialTableau 7Tableau 7

* p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01, tests bilatéraux.

Avec : FEE = logarithme naturel des honoraires d’audit (en k€) ; CMAJCAP = Pourcentage des droits au capital des actionnaires de contrôle (variable centrée) ; CMAJCAP2 = (CMAJCAP)2 ; MANCAP = Pourcentage des droits au capital des managers ; LOGACTIF = Logarithme naturel du total actif (en k€) ; INVREC = Somme des créances clients et des stocks, divisée par le total actif ; INTSALE = Chiffre d’Affaires réalisé à l’étranger, divisé par le Chiffre d’Affaires total ; ROA = Résultat net, divisé par le total actif ; LEV = Dettes totales divisées par le total actif ; BIG4 = Nombre de BIG 4 parmi les co-commissaires aux comptes (0 ; 1 ou 2) ; FAM = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP = 1 si au moins un actionnaire détenant plus de 5 % des droits au capital est un groupe, 0 sinon ; FAM1 = 1 si le premier actionnaire est un individu ou une famille identifié, 0 sinon ; GOUV1 = 1 si le premier actionnaire est une agence gouvernementale, 0 sinon ; INST1 = 1 si le premier actionnaire est un investisseur institutionnel, 0 sinon ; GROUP1 = 1 si le premier actionnaire est un groupe, 0 sinon.

3.4 - Tests additionnels

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Afin de conforter notre analyse, nous avons effectué divers tests additionnels. Dans un premier temps, nous avons utilisé des mesures alternatives pour nos variables de contrôle (chiffre d’affaires au lieu du total actif, perte au lieu du ROA, variable binaire BIG4/non BIG4 au lieu de la variable ordinale 0, 1, 2). Les résultats présentés dans le tableau 6 demeurent inchangés.

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Dans un second temps, nous avons mené une régression linéaire par palier. Les résultats (non tabulés) montrent une relation linéaire positive significative entre 5 % et 20 %, puis linéaire négative significative au-delà de 20 %, confirmant ainsi la forme en U inversé de la relation entre MAJCAP et FEE, avec un maximum autour de 20 % de détention des droits au capital par les actionnaires de contrôle.

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Enfin, nous avons introduit dans la régression deux spécifications alternatives. Le modèle 1bis introduit un terme d’interaction MANCAP*MAJCAP (en raison de l’interrelation entre les actionnaires de contrôle et l’actionnariat des dirigeants identifiée par l’analyse des corrélations). Les modèles 2 et 2bis utilisent une mesure alternative du type d’actionnariat (FAM1, GOUV1, INST1, GROUP1).

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Le tableau 6 montre que nos résultats sont similaires à l’étude principale (Modèle 1) quelle que soit la spécification. D’une part, les coefficients de CMAJCAP2 apparaissent toujours négatifs et significatifs permettant ainsi de confirmer H2. D’autre part, MANCAP n’est significatif que pour le modèle 2 (coeff. = – 0,607, p < 0.10). Ce résultat invalide donc globalement H1, conformément à l’analyse principale. On note également la non significativité de FAM1 dans les modèles 2 et 2bis, résultat toutefois à relativiser en raison du niveau élevé des VIF (4,3), indiquant des problèmes de multi-colinéarité.

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Pour mieux comprendre les différences observées entre les sociétés familiales et non familiales de notre échantillon lors de l’analyse descriptive, nous avons partitionné notre échantillon selon la nature familiale de l’actionnariat de l’entreprise. Les résultats sont présentés dans le tableau 7.

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Pour les modèles 1F et 1NF, une société est considérée comme familiale (resp. non familiale) si au moins l’un (resp. aucun) de ses actionnaires de contrôle est individuel ou familial (i.e. FAM = 1 [resp. FAM = 0]). On constate un comportement très différent entre les deux sous-échantillons. Si aucune relation significative n’apparaît pour les sociétés familiales sur nos variables d’intérêt, les coefficients de CMAJCAP et de CMAJCAP2 sont significativement négatifs pour les entreprises non familiales (CMAJCAP : coeff. = – 0,730, p < 0,05 ; CMAJCAP2 : coeff. = – 2,241, p < 0,05). Le coefficient de MANCAP demeure non significatif.

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Les modèles 2F et 2NF partitionnent l’échantillon sur la base de la nature familiale (resp. non familiale) du premier actionnaire (FAM1 = 1 [resp. FAM1 = 0]). Le tableau 7 montre de nouveau un comportement très différent entre les deux populations : l’absence de relation significative est notable sur les sociétés familiales, alors que le coefficient de CMAJCAP2 est significativement négatif pour les entreprises non familiales (CMAJCAP2 : coeff. = – 2,209, p < 0,05). Le coefficient de MANCAP lui redevient significatif à 10 % (MANCAP : coeff. = – 1,18, p < 0,10).

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Cette analyse semble montrer que les résultats obtenus sur l’ensemble de l’échantillon (Tableau 6) sont principalement le fait des sociétés non familiales (Tableau 7) : H2 est validée quelle que soit la spécification. Concernant l’impact de la nature de l’actionnariat (H3), nous mettons en évidence une baisse des honoraires lorsqu’un actionnaire de contrôle est familial. En revanche, au sein du souséchantillon des sociétés familiales, les résultats montrent une absence de relation entre le niveau de concentration des actionnaires et les honoraires d’audit.

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D’autre part, l’hypothèse H1 d’alignement des intérêts du dirigeant sur ceux des actionnaires n’est pas validée sur les sociétés non contrôlées par des familles, compte tenu de la non significativité (ou de sa faiblesse autour de 10 % selon les spécifications) du coefficient sur la propriété managériale (MANCAP).

4 - Discussion

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Le premier résultat est l’absence de relation significative entre l’actionnariat managérial et les honoraires d’audit. La relation négative mise en évidence dans la littérature anglo-saxonne ne se retrouve que sur le sous-échantillon des entreprises sans actionnaires de contrôle. Ce résultat semble ainsi confirmer la faiblesse du conflit d’agence de type I dans un pays de type droit civil (La Porta et al. 2000).

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L’existence d’une relation quadratique (en U inversé) entre la propriété des actionnaires de contrôle et les honoraires d’audit est révélatrice de l’existence de deux effets opposés, que nous interprétons à l’aide de la Figure 1.

Figure 1 - Relations honoraires d’audit – propriété des actionnaires de contrôleFigure 1

Note : Ce graphe représente l’évolution marginale des honoraires d’audit (LOGAUFEE) en fonction du niveau du % des droits au capital des actionnaires de contrôle (MAJCAP) par rapport au niveau moyen des honoraires d’audit sur l’échantillon, et toutes choses égales par ailleurs. Les coefficients retenus sont ceux du Modèle 1 (Tableau 6), après retraitement du centrage sur la moyenne. Il présente également la zone comprise entre les 1er et 3e quartiles de MAJCAP, permettant ainsi de visualiser l’impact de cette courbe sur les niveaux de concentration de l’échantillon des sociétés cotées au SBF 250.

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En dessous d’un certain seuil de concentration du capital se situant autour de 20 %, les honoraires d’audit augmentent avec le risque d’expropriation des actionnaires minoritaires, mesurée par la part du capital détenu par les actionnaires de contrôle. Ces résultats sont cohérents avec les résultats de Fan et Wong (2005) en Asie du Sud-Est. Au-delà du point de retournement (supérieur au seuil de 20 %), l’effet s’inverse : les honoraires d’audit diminuent avec la part de capital détenu par les actionnaires de contrôle. Il semble que l’avantage tiré des bénéfices privés du contrôle devienne progressivement inférieur à la perte probable revenant aux actionnaires de contrôle en raison d’une détention élevée du capital. Les auditeurs estiment que dans les sociétés où la concentration du capital est élevée, le risque du conflit d’agence de type II diminue avec la propriété des actionnaires de contrôle. Par conséquent, les honoraires d’audit sont plus faibles. L’interprétation de cette relation concave selon la demande d’audit est également conforme aux prédictions de la théorie de l’agence entre actionnaires de contrôle et minoritaires (coûts de type II). La demande d’audit augmente dans un premier temps avec l’enracinement de l’actionnaire de contrôle ; puis elle décroît au-delà de 20 % conformément avec la thèse de l’alignement des intérêts entre les deux catégories d’actionnaires.

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Enfin, la relation négative entre l’actionnariat familial et les honoraires d’audit semble illustrer un niveau moindre de conflit d’agence, ce qui est conforme aux études précédentes (Francis et al. 2009 ; Sidney et Ran 2010). Nous avançons trois explications à cette relation. D’abord, les honoraires d’audit sont plus faibles conformément à la convergence des intérêts de la famille et des autres actionnaires du fait que la famille est plus investie dans l’entreprise. Ensuite, ces entreprises souffrent d’une asymétrie d’information plus faible (Francis et al. 2009), notamment liée au fait que les dirigeants appartiennent souvent à la famille actionnaire de contrôle, ce qui atténue le conflit d’agence de type I (Pochet 1998), et donc le travail de l’auditeur. Cette interprétation pourrait également expliquer l’absence de relation entre les honoraires d’audit et le niveau de l’actionnariat dans les entreprises familiales (test additionnel, modèle 2F) : il semble que la nature familiale de l’actionnariat importe plus que son niveau. Enfin, conformément à Ching-Lung et al. (2007), les auditeurs ont un pouvoir de négociation plus faible face aux entreprises familiales. Là encore, les résultats obtenus pourraient également être interprétés par la demande d’audit. Ainsi Hirigoyen (2002) souligne que même les membres familiaux qui ne sont pas dans le management peuvent posséder un pouvoir informel, en raison des connexions et des possibilités d’accès aux informations importantes. Dès lors, la demande d’assurance que les états financiers ne contiennent pas d’erreurs significatives serait plus faible que dans les entreprises non familiales, suggérant des honoraires d’audit faibles. Cette interprétation serait conforme aux études menées en France, d’une part par Francis et al. (2009) qui confirme une relation négative entre le pourcentage de capital détenu par les familles et la qualité d’audit mesurée par le choix d’un cabinet Big 4, et d’autre part par Marmousez (2012) qui trouve que la propension à retenir les services d’un Big 4 décroît avec l’actionnariat familial.

5 - Conclusion

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Cette étude examine l’influence des niveaux de concentration de la propriété sur les honoraires d’audit en France en distinguant entre la propriété managériale et la propriété des actionnaires de contrôle. Les actionnaires de contrôle sont définis comme étant ceux disposant d’un pourcentage de capital et de vote suffisant pour leur conférer le pouvoir de choisir les membres du conseil d’administration/ surveillance (ou de sa majorité) et la possibilité d’exercer une pression de façon à influencer l’avenir de l’entreprise (Berle et Means 1932). Globalement, nos résultats confortent l’idée que les honoraires d’audit sont influencés par le conflit d’agence de type II (actionnaires majoritaires vs. actionnaires minoritaires), mais pas par le conflit d’agence de type I (actionnaires vs. managers). Nous montrons aussi que la nature de l’actionnaire de contrôle (notamment la nature familiale) affecte les honoraires d’audit (Francis et al. 2009 ; Sidney et Ran 2010).

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Notre étude contribue à la recherche en audit sur plusieurs niveaux. D’abord, nous complétons les études antérieures sur les mécanismes de gouvernance en mettant en évidence l’effet du conflit d’agence de type II dans un pays de droit civil (La Porta et al. 1998). Ensuite nous apportons deux explications alternatives aux résultats mitigés sur la relation entre les honoraires d’audit et la concentration de la propriété. D’une part, nous avons distingué la propriété managériale de la propriété des actionnaires de contrôle, et d’autre part nous avons mis en évidence une relation curvilinéaire (concave) entre la propriété des actionnaires de contrôle et les honoraires d’audit. Enfin, nous avons examiné l’influence de la nature des actionnaires de contrôle (notamment la nature familiale) sur les honoraires d’audit. Ainsi, nous trouvons que les entreprises contrôlées par des familles ont un comportement différent par rapport aux conflits d’agence de type II, résultat qu’il serait intéressant de développer dans des travaux futurs, notamment grâce à des entretiens avec leurs auditeurs afin de mieux comprendre cette différence. Nous montrons également l’absence de résultats significatifs associant les honoraires d’audit et la propriété managériale en France, alors que ce résultat a été largement mis en évidence dans la littérature anglo-saxonne.

70

Ces résultats sont susceptibles d’implication managériale pour diverses parties prenantes. Premièrement, il apparaît nettement que les auditeurs intègrent dans leurs honoraires les risques inhérents aux conflits d’agence, même dans un pays de droit civil, où le risque de litige est généralement considéré comme faible. Ce résultat peut donc être utilisé par les cabinets d’audit eux-mêmes, par exemple lors de l’acceptation de nouveaux clients. Deuxièmement, les résultats sur les sociétés familiales illustrent la difficulté du rôle de l’auditeur compte tenu de la complexité des conflits d’agence dans ce contexte, souvent caractérisé par un management et un actionnariat de contrôle issus de la même famille [9][9] L’affaire Marionnaud est caractéristique des difficultés.... Dans ce contexte, il semble que les résultats propres aux sociétés familiales n’accréditent pas le rôle de l’audit en tant que mécanisme de gouvernance, et ce conformément aux travaux effectués sur la réputation (choix d’un Big4) des auditeurs en France (Francis et al. 2009 ; Marmousez 2012).

71

Finalement, cette étude comporte des limites portant essentiellement sur l’utilisation de variables de propriété liées à la détention directe, et non au propriétaire final, ainsi que sur l’impossibilité de distinguer entre la composante coût et la composante risque des honoraires d’audit. Malgré ses limites, cette étude permet de mieux cerner la relation entre les honoraires d’audit et la concentration de propriété en examinant notamment l’influence d’une concentration non managériale, sujet très rarement étudié malgré les appels dans ce sens (Niemi 2005 ; Hay et al. 2006). Ce travail ouvre également des perspectives de recherche future. D’une part, nous souhaitons élargir l’étude en dépassant le niveau firme pour accéder au niveau pays en examinant la pertinence des relations mises en évidence dans d’autres contextes institutionnels. D’autre part, le résultat sur l’absence de relation entre les honoraires d’audit des entreprises contrôlées par des familles et les deux types de conflit d’agence mériterait d’être approfondi afin de mieux en comprendre les spécificités.

Remerciements

Cédric Lesage a bénéficié du soutien financier de la fondation HEC (Projet F0802) et du programme INTACCT (Union européenne, Contrat No. MRTNCT-2006-035850). Il est membre du GREGHEC, CNRS, UMR 2959. Ce papier a bénéficié des commentaires et remarques constructifs des réviseurs et du rédacteur en chef associé de la revue.


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Notes

[1]

L’échelle proposée par Wingate comportait initialement un maximum de 10. La valeur de 15 a été rajoutée par l’auteur, suite à un entretien avec un associé membre du bureau d’études, pour prendre en compte le risque supplémentaire des Etats-Unis, tel qu’estimé par cet associé. Néanmoins, malgré sa construction « adhoc », cette échelle a été souvent utilisée par différentes études internationales (voir par exemple Francis et Wang 2008).

[2]

Ces bénéfices privés sont définis selon Johnson et al. (2000) comme étant un transfert de richesse (actif et/ou profit) de la firme vers ceux qui la contrôlent en raison de leur position de contrôle. Les auteurs expliquent que les actionnaires de contrôle obtiennent une part excessive de cashflows, c’est-à-dire supérieure à celle retenue si on considère leur participation au capital.

[3]

Comme le souligne Le Maux (2003), ces bénéfices privés peuvent être de nature financière (des salaires excessifs ou des prix de cession internes avantageux au profit des sociétés appartenant aux actionnaires de contrôle) ou de nature non financière (la recherche de synergies de production ou autres avantages au profit des détenteurs individuels de blocs de contrôle).

[4]

Même s’il n’existe pas de définition établie (et précise) de l’actionnaire de contrôle, les études antérieures distinguent des caractéristiques communes de ces actionnaires. Il s’agit du pouvoir de choisir les membres du conseil d’administration/ surveillance (ou de sa majorité) et la possibilité d’exercer une pression de façon à influencer l’avenir de l’entreprise (Berle et Means 1932). Cependant, ces études s’accordent à noter la difficulté de définir un seuil de détention pour qualifier les actionnaires de contrôle. Seul le seuil de 50 % est théoriquement infranchissable par plus d’un actionnaire. Néanmoins, une telle définition serait très restrictive surtout lorsqu’il s’agit de grandes capitalisations comme dans le cas du SBF 250.

[5]

Par exemple Bozec et Laurin (2004) mettent en évidence une relation non monotone entre la performance des firmes canadiennes et le pourcentage du capital de l’actionnaire de contrôle. En France, Broye et Schatt (2003) montrent une relation curvilinéaire entre la sous-évaluation et la proportion d’actions vendues par les actionnaires historiques lors de l’introduction en bourse.

[6]

Dans un modèle de type quadratique (polynomial de second degré), le signe sur X donne la tendance générale sur l’échantillon (un signe négatif (resp. positif) indique une tendance globalement négative (resp. positive)). Le signe sur X2 indique si la courbe est concave (signe négatif) ou convexe (signe positif).

[7]

En tant que test préliminaire, nous avons développé un modèle « naïf » utilisant la caractéristique du marché français de permettre aux actionnaires de détenir des droits de vote en excès de leur droit en capital. En effet, il semble a priori logique que l’expropriation des minoritaires soit d’autant plus forte que cette valeur est importante. Il devrait donc y avoir une relation positive entre le niveau des honoraires d’audit et cette mesure d’expropriation des minoritaires. Les régressions (non tabulées) intégrant cette mesure ne montrent pas de résultats significatifs.

[8]

Nous avons également testé une relation quadratique sur MANCAP : le terme linéaire reste non significatif, et le modèle présente des VIF très importants (supérieurs à 10) malgré la tranformation des variables (centrées sur la moyenne).

[9]

L’affaire Marionnaud est caractéristique des difficultés pour l’auditeur d’opérer dans un environnement familial : le créateur de l’entreprise Marcel Frydman (à l’époque Président Directeur-Général) et son fils Gérald Frydman (directeur financier) ont été reconnus coupables de présentation de faux bilans sur les exercices 2002 à 2004. L’un des deux commissaires aux comptes (KPMG et son associé) a été également condamné pour ne pas avoir révélé la fraude comptable.

Résumé

Français

Considérant l’audit des états financiers comme un mécanisme de réduction des asymétries d’information, nous pouvons supposer que les conflits d’agence infuencent les honoraires d’audit. En examinant les honoraires d’audit des sociétés du SBF 250, nos résultats montrent : 1) l’absence de relation significative entre la propriété managériale et les honoraires d’audit ; 2) une relation non linéaire en U inversé entre les honoraires d’audit et la propriété des actionnaires de contrôle ; 3) une relation négative entre le contrôle familial et les honoraires d’audit. Ces résultats mettent en évidence la prédominance en France des conflits d’agence entre actionnaires de contrôle et actionnaires minoritaires, contrairement aux pays anglo-saxons où prédomine le conflit entre dirigeants et actionnaires. L’étude permet de tirer des enseignements utiles pour les praticiens et les régulateurs.

Mots-clés

  • honoraires d’audit
  • actionnaire de contrôle
  • expropriation des minoritaires
  • conflit d’agence

English

Financial auditors facing agency conflicts : an audit fees determinants study in FranceConsidering the audit of financial statements as a mechanism that reduces information asymmetry, one can hypothesize that agency conflicts influence audit fees. Studying the audit fees paid by the SBF 250 listed firms, our results show : 1) the absence of a significant relationship between managerial ownership and audit fees ; 2) a curvilinear relation (inversed U shape) between controlling shareholders ownership and audit fees ; 3) a negative relation between family control and audit fees. These results outline the dominance of agency conflicts between controlling shareholders and minority shareholders in France, unlike in Anglo-Saxon countries where the dominant conflict is between managers and shareholders. The study permits to draw practical implications for practitioners and regulators.

Keywords

  • audit fees
  • controlling shareholders
  • minority expropriation
  • agency conflict

Plan de l'article

  1. Introduction
  2. 1 - Honoraires d’audit et conflits d’agence
    1. 1.1 - Le cadre d’analyse
      1. 1.1.1 - Les honoraires d’audit
      2. 1.1.2 - Honoraires d’audit et structure de propriété
    2. 1.2 - Développement des hypothèses
      1. 1.2.1 - Conflit d’agence de type I et honoraires d’audit
      2. 1.2.2 - Conflit d’agence de type II et honoraires d’audit
      3. 1.2.3 - Actionnariat familial et honoraires d’audit
  3. 2 - Modèle
  4. 3 - Résultats empiriques
    1. 3.1 - Statistiques descriptives
    2. 3.2 - Tests de corrélations
    3. 3.3 - Analyse multivariée
    4. 3.4 - Tests additionnels
  5. 4 - Discussion
  6. 5 - Conclusion

Pour citer cet article

Ben Ali Chiraz, Lesage Cédric, « Les auditeurs financiers face aux conflits d'agence : une étude des déterminants des honoraires d'audit en France », Comptabilité - Contrôle - Audit, 1/2013 (Tome 19), p. 59-89.

URL : http://www.cairn.info/revue-comptabilite-controle-audit-2013-1-page-59.htm
DOI : 10.3917/cca.191.0059


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