L'indépendance des auditeurs, les services de conseil et la qualité
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L’INDEPENDANCE DES AUDITEURS, LES SERVICES DE CONSEIL ET LA QUALITE DE L’AUDIT : UNE ETUDE CANADIENNE. Mémoire Rachid Alhassane Magagi N Maîtrise en sciences de l’administration-comptabilité Maître ès sciences (M.Sc.) Québec, Canada © Rachid Alhassane Magagi N, 2015
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L’INDEPENDANCE DES AUDITEURS, LES SERVICES DE CONSEIL ET LA
QUALITE DE L’AUDIT : UNE ETUDE CANADIENNE.
Mémoire
Rachid Alhassane Magagi N
Maîtrise en sciences de l’administration-comptabilité
Maître ès sciences (M.Sc.)
Québec, Canada
© Rachid Alhassane Magagi N, 2015
iii
Résumé
Depuis la loi Sarbanes-Oxley (SOX), l’indépendance des auditeurs est plus que jamais au
cœur des préoccupations du régulateur comptable (CCRC ou Conseil canadien sur la
reddition de comptes, 2004). Ces inquiétudes ont donné naissance, entre autres, à des
restrictions des services de conseils fournis par l’auditeur. Dans ce mémoire, nous étudions
la relation empirique entre les honoraires de conseil et la qualité de l’audit (à travers la qualité
du résultat). Alors que les études similaires menées en contexte étatsunien indiquent des
résultats mixtes (Kao et al, 2014), il nous a paru opportun de savoir ce qu’il en est au Canada
d’autant plus que, par rapport aux États-Unis, l’auditeur canadien subit un risque légal
moindre (Bhattacharya, 2006 ; Bédard et al, 2012).
Sur la base de 5 388 observations couvrant la période 2004-2011, nos analyses montrent une
relation non significative entre les honoraires de conseil et les accruals discrétionnaires. Dans
l’ensemble, les résultats peuvent s’expliquer la rigueur des contrôles mis en place (contrôle
de qualité du CCRC et la supervision des comités d’audit) et des préoccupations d’ordre
"réputationnelles" qui conduisent l’auditeur à préserver la qualité du résultat. Toutefois, étant
donné que les résultats ne sont pas tranchés (relations non significatives), il est difficile de
tirer une conclusion définitive sur la qualité de l’audit. Ce mémoire contribue ainsi à la
littérature et au débat sur les services de conseil et leur pouvoir sur l’objectivité de l’auditeur.
v
Table des matières
RESUME.......................................................................................................................................... III
TABLE DES MATIERES ................................................................................................................V
LISTE DES TABLEAUX ............................................................................................................. VII
INTRODUCTION ............................................................................................................................. 1
CONTEXTE, LITTÉRATURE PERTINENTE HYPOTHÈSES ................................................ 5
CONTEXTE CANADIEN .............................................................................................................5
REVUE DE LA LITTERATURE: ....................................................................................................7
1. Les théories .................................................................................................................7
2. Les services de conseil et la qualité de l’audit .............................................................8
Les services de conseils et la qualité perçue de l’audit. ........................................................... 9
Les services de conseil et le rapport de l’auditeur. ................................................................ 11
Les services de conseil et les retraitements. ........................................................................... 13
Les services de conseil et les accruals. .................................................................................... 14
3. DEVELOPPEMENT DES HYPOTHESES ........................................................................ 20
Les hypothèses .......................................................................................................................... 20
Hypothèse1 ................................................................................................................................ 20
Hypothèse 2 ............................................................................................................................... 21
Hypothèse 3 ............................................................................................................................... 21
A. METHODOLOGIE : .............................................................................................................. 21
1. Le modèle ................................................................................................................. 21
2. Qualité des états financiers ................................................................................... 23
3. Variables testées ...................................................................................................... 24
4. Les données .............................................................................................................. 30
B. RESULTATS. .......................................................................................................................... 31
1. Statistiques descriptives .................................................................................................. 31
2. Corrélations ..................................................................................................................... 32
3. Résultat des régressions .................................................................................................. 32
4. Analyses additionnelles .................................................................................................... 34
vi
DISCUSSION ET CONCLUSION ................................................................................................ 37
BIBLIOGRAPHIE .......................................................................................................................... 41
ANNEXES .............................................................................................................................. 63
ANNEXE A : justification des variables ................................................................................. 63
ANNEXE B : relation entre les indicateurs ............................................................................ 80
vii
Liste des tableaux
Tableau 1: données .............................................................................................................. 51
Tableau 2 : Statistiques descriptives. ................................................................................... 52
Tableau 3 : tableau de correlations ..................................................................................... 53
Tableau 4: Resultats de regression pour toute la période (Modèle 1). ............................... 54
Tableau 5 : Resultats de regression pour toute la période (Modèle 2) ............................... 55
Tableau 6 : Resultats de regression sur deux périodes (Modèle 1) .................................... 56
Tableau 7 : Resultats de regression sur deux périodes (Modèle 2) .................................... 57
Tableau 8 : Analyses supplémentaires : Catégories d’honoraire ......................................... 58
Tableau 9 : Analyses supplémentaires : synthèse ................................................................ 59
Tableau 10 : Analyses supplémentaires: Rangs 10 des NAFEE par année. .......................... 60
Tableau 11 : Analyse supplémentaires : regression selon le signe des accruals
discrétionnaires. .................................................................................................................. 61
Tableau 12 : Analyses supplémentaires : Régressions utilisant les modèles de Jones
modifié et Jones ajusté par la performance comme variable dépendante. ........................ 62
viii
1
INTRODUCTION
Ce mémoire étudie l’impact des services de conseil sur l’indépendance des auditeurs
canadiens. En 2002, et à la suite de plusieurs scandales financiers, le gouvernement
étatsunien a adopté la loi Sarbanes-Oxley (SOX) qui a introduit des règles strictes visant
à renforcer l’indépendance des auditeurs. Parmi ces règles figure une restriction des
services de conseil fournis par les auditeurs. Cependant, aux États-Unis la nécessité d’une
telle mesure est critiquée, ce qui soulève la question de l’impact des restrictions sur la
qualité de l’audit (Krishnan et al, 2010). En effet, il convient de se demander si ces
nouvelles règles ont amélioré l’indépendance « de fait » de l’auditeur étatsunien
(Schmidt, 2012). Les études récentes menées aux États-Unis montrent que la nature de la
relation entre les honoraires de conseil et la qualité de l’audit reste incertaine (Kao et al,
2014 ; Gramling, 2010 ; Krishnan et al, 2010).
Par ailleurs, même si les scandales se sont déroulés aux États-Unis, la loi SOX a eu un
impact international. En effet, le désir de maintenir la confiance et la réputation des
marchés financiers n’est pas l’apanage du régulateur américain. C’est ainsi qu’une vague
de mimétisme s’est installée et plusieurs pays ont adopté des règles plus ou moins
identiques à la loi SOX. Au Canada, ces règles ont pris la forme de trois règlements (52-
108, 52-109 et 52-110). Pris collectivement, ils reprennent l’essentiel de la loi SOX.
Cependant, au vu des différences contextuelles, on peut se demander si ces règles sont
adaptées au marché canadien. En effet, contrairement à la loi SOX, les règles canadiennes
ne résultent pas directement d’un questionnement de l’indépendance de l’auditeur (Baker
et al, 2008).
Dans ce mémoire, nous évaluons l’efficacité des règles canadiennes qui encadrent la
fourniture des services de conseil à travers l’étude de la relation entre les honoraires de
conseil et la qualité de l’audit. En effet, même si l’environnement règlementaire est
comparable aux États-Unis, pour l’auditeur, l’environnement légal (notamment en
matière de responsabilité civile et pénale) étatsunien reste globalement plus risqué qu’au
Canada (Bhattacharya, 2006 ; Bédard et al. 2012). Aussi, en notre connaissance, aucune
étude sur la relation entre les services de conseil et la qualité de l’audit n’a été menée en
contexte canadien.
2
Notre étude s’intéresse à la période couvrant les années 2004 à 2011. En effet, au Canada
les règlements sur l’indépendance de l’auditeur et les services de conseil ont été introduits
en 2004 (contre 2002 aux États-Unis). En exploitant 5 388 observations/année, nous
trouvons qu’au Canada les niveaux moyens des honoraires de conseil et d’accruals
discrétionnaires sont plus élevés par rapport aux États-Unis. Après avoir contrôlé quinze
(15) variables susceptibles d’affecter les accruals discrétionnaires, nous trouvons une
relation non significative entre les honoraires de conseil (ratio d’honoraires et logarithme
d’honoraires) et les accruals discrétionnaires.
Ensuite, une autre analyse s’intéresse aux entreprises canadiennes qui sont aussi cotées
aux États-Unis. En effet, dans la mesure où elles sont sujettes aux mêmes exigences que
les entreprises américaines, on peut penser que la relation entre les honoraires de conseil
et les accruals discrétionnaires soit davantage négative à cause notamment du risque de
litige plus élevé (Bhattacharya, 2006 ; Bédard et al, 2012). Pour les deux mesures
d’honoraires (le ratio d’honoraires et logarithme des honoraires de conseil), les résultats
montrent que les firmes cotées aux États-Unis ont un effet supplémentaire négatif et
significatif dans la relation entre le ratio d’honoraires et les accruals initialement trouvée.
Aussi, lorsque nous divisons notre échantillon selon que l’entreprise est cotée aux États-
Unis ou non, un test de différence confirme qu’il y’a une différence significative entre les
deux échantillons. Cela va donc dans le sens de notre hypothèse. Cependant,
contrairement à l’analyse principale (qui exploite le modèle de Jones, 1991), si on utilise
les deux mesures supplémentaires d’accruals (modèle de Jones modifié et le modèle de
Jones ajusté par la performance) les résultats montrent qu’il n’y a pas d’effet
supplémentaire associé aux firmes cotées aux États-Unis. Cela suggère que l’indicateur
affecte, peut être marginalement, la nature de la relation entre les honoraires de conseil et
les accruals discrétionnaires.
Aussi, étant donné que durant la période dite SOX (estimée à la période 2004-2008 au
Canada), les projecteurs étaient braqués sur les auditeurs, on peut s’attendre à ce que
ceux-ci soient plus prudents (Feldmann et Read, 2010). Nous avons divisé notre
échantillon en deux. Le premier échantillon couvre la période 2004-2008, et le second
s’étend sur 2009-2011. Pour les deux mesures d’honoraires, nos résultats montrent qu’il
n’y a pas de différence significative entre les deux périodes.
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Enfin, des analyses supplémentaires ont été menées à travers les trois catégories
d’honoraires (honoraires pour services liés à l’audit, services fiscaux et autres services de
conseil) pris séparément. Pour nos deux mesures d’honoraires (ratio d’honoraires et
logarithme des honoraires), nous trouvons une relation non significative entre les accruals
et deux catégories d’honoraires (honoraires pour services liés à l’audit et autres services).
Pour les honoraires fiscaux, les résultats varient selon la mesure utilisée. En effet, lorsque
nous utilisons le ratio d’honoraires, la relation est positive et significative alors que
lorsque nous utilisons, le logarithme des honoraires, la relation devient négative et
significative.
Dans l’ensemble, nos résultats suggèrent qu’il n’y a pas d’altération de la qualité du
résultat.. Toutefois, étant donné que les résultats ne sont pas tranchés (relations non
significatives), il est difficile de tirer une conclusion à savoir s’il y a transfert de
connaissances et en conséquence, amélioration de la qualité de l’audit.
Plusieurs contributions peuvent être attendues de cette étude. D'abord, nombre de
régulateurs ont exprimé des préoccupations vis-à-vis des honoraires de conseil et de leur
impact sur l’indépendance des auditeurs. La présente étude permet donc d'apprécier le
niveau de pertinence des règles canadiennes qui régissent la fourniture des services de
conseils. Le caractère strict des règles actuelles suggère qu’elles sont adéquates pour
contrôler l’indépendance des auditeurs. En effet, la finalité des contrôles (contrôle de
qualité du CCRC et la supervision des comités d’audit) demeure, au sens large, la
protection des parties prenantes utilisateurs de l'information comptable et financière. En
ce sens, la gestion du résultat est un excellent indicateur la qualité du résultat et de la
rigueur de l’audit. Ensuite, pour les ordres professionnels d’audit, les résultats de cette
étude permettent d'apprécier le niveau et le sérieux dans l'application des codes d'éthique
et de déontologie en général, et des normes d'indépendance «de fait» en particulier. Cela
donne aussi, au besoin, une idée sur l’efficacité des dispositifs de contrôle de qualité au
sein des cabinets. En effet, malgré les inquiétudes des régulateurs et de certains
investisseurs vis-à-vis de ces honoraires, les professions comptables ont généralement nié
l’existence d’une menace (Arvind et Pranil, 2013). Cette étude est donc l’occasion
d’apporter une contribution au débat.
4
Enfin, dans la mesure où l'approbation aussi bien du niveau que des types de services de
conseil fournis par l'auditeur est du ressort des comités d'audit, les résultats de la présente
étude permettent d'éventuellement revoir les critères sur lesquels ils se basent pour
approuver la fourniture de ces services par l'auditeur. En effet, ils ont aussi la
responsabilité d'assurer la qualité des informations comptables et financières (indiquée
ici par les accruals discrétionnaires), d'où l'intérêt d'avoir une vision intégrée. Ainsi, si
les services de conseil altèrent la qualité de l’audit, les comités d’audit devraient éviter
d’approuver l’acquisition de ces services auprès de l’auditeur et privilégier d’autres
fournisseurs. À l’inverse, si les services de conseil améliorent la qualité de l’audit, et s'ils
croient que la perception des auditeurs ne sera pas affectée significativement, les comités
d’audit peuvent accepter l’achat de ces services auprès de l’auditeur.
Le reste du travail s’articule de la manière suivante : après une description du contexte
règlementaire, une revue de la littérature afférente et les hypothèses de l’étude (A), la
seconde partie décrit la méthodologie, les moyens utilisés pour répondre à la question de
recherche (B) et la dernière partie expose et discute les résultats (C).
5
CONTEXTE, LITTÉRATURE PERTINENTE HYPOTHÈSES
CONTEXTE CANADIEN
Au Canada, les règles qui régissent la fourniture des services de conseil et l’indépendance
des auditeurs sont comparables à celles instaurées aux États-Unis. Ainsi, depuis 2004 et
conformément au code de déontologie (règle 204 sur les normes d’indépendance), il est
interdit aux auditeurs canadiens de fournir un certain nombre de services de conseil aux
sociétés cotées. Il s’agit plus précisément des services de tenue de livres, de technologie
d’information, d’évaluation (d’actifs ou actuarielle), d’audit interne, de fonction de
gestion, de recrutement, de finance d’entreprise et de services juridiques. Aussi, dans la
même logique que la loi SOX, et à défaut d’être interdits, les autres types de services de
conseil sont soumis à l’approbation préalable des comités d’audit (règlement 52-110). Il
s’agit par exemple des services fiscaux, des services liés à l’audit, des traitements
comptables ou encore des services liés au contrôle interne (ICCA, 2004).
Depuis 2004, les honoraires de conseils font l’objet d’une obligation de publication au
Canada. Ainsi, on peut retrouver l’ensemble des honoraires de conseils approuvés par les
comités d’audit dans les notices annuelles, sous les trois rubriques suivantes :
« Honoraires liés à l’audit externe », «Honoraires pour services fiscaux» et « Autres
honoraires ».
Aussi, afin d’assurer un audit de qualité pour les firmes cotées, le conseil canadien sur la
reddition de comptes (CCRC) procède à des inspections dans les cabinets d’audit (des
inspections similaires à celles du PCAOB aux USA). L’objectif étant d’examiner la
conformité de chaque cabinet d’audit aux normes professionnelles de comptabilité et
d’audit, en vérifiant notamment si le système de contrôle de la qualité de chaque cabinet
a été convenablement conçu et efficacement mis en œuvre.
Au Canada, et comparativement aux États-Unis, on peut donc observer des similitudes
d’une part, pour ce qui est des règles régissant l'indépendance des auditeurs et la
fourniture des services de conseil, et d’autre part en ce qui concerne les mécanismes visant
à superviser l’application de ces règles. Toutefois, pour l’auditeur, une différence apparait
en matière de risque de réputation et de litige.
6
Plusieurs arguments permettent de soutenir l’idée d’un risque de litige plus faible au
Canada qu’aux États-Unis. D’abord, une étude menée par Bhattacharya (2006) indique
qu’aux États-Unis, la Securities and Exchange Commission fait appliquer les règles qui
régissent des valeurs mobilières plus rigoureusement qu’au Canada (à travers les
Commissions des valeurs mobilières de l’Ontario et des autres provinces). Si on
s’intéresse aux seules règles qui régissent la qualité de l’audit, on peut penser que
l’auditeur canadien est moins rigoureusement encadré que l’auditeur étatsunien. Par
conséquent, par rapport aux États-Unis, l’indépendance de l’auditeur canadien est plus
susceptible d’être affectée par la fourniture des services de conseil. Ensuite, les
caractéristiques de l’environnement légal canadien soumettent l’auditeur à une
responsabilité légale moindre. En effet, la responsabilité civile contractuelle et délictuelle
de l’auditeur est régie à la fois par le droit écrit (Québec) et la Common law (partie
anglophone). Or dans le cadre de la common law, les juges disposent d’un fort pouvoir
d’interprétation et les poursuites sont plus probables (Piot et Schatt, 2010). Par ailleurs,
en 1994 Clarkson et Simunic (1994) ont procédé à une étude comparative sur les
introductions en bourse et en ont déduit que le contexte canadien est moins litigieux.
Enfin, Bédard et al (2012) ont relevé l’existence d’une prime (dans les honoraires d’audit)
associée à une intercotation des sociétés canadiennes et australiennes sur le marché
étatsunien. Les résultats de leur étude attribuent cette prime à la complexité de l’audit et
à un risque de litige plus faible au Canada.
D’après Reynolds et Francis (2001), la protection de la réputation et le risque de litige
dominent, pour l’essentiel, l’effet que peut avoir une éventuelle dépendance économique
sur l’objectivité de l’auditeur. Par conséquent, on peut penser que ces risques orientent la
prépondérance de telle ou telle autre théorie (sur la relation entre services de conseil et
indépendance des auditeurs) dans un contexte donné. Aussi, en face de dirigeants
opportunistes, les auditeurs financièrement dépendants dans un contexte moins litigieux
sont moins réticents à céder à des requêtes (implicites ou explicites) mettant en cause leur
objectivité. Si ces requêtes prennent la forme de gestion du résultat et que les risques se
concrétisent, les entreprises canadiennes devraient afficher des gestions de résultats plus
importantes que les entreprises américaines par exemple. Dans l’ensemble, cela implique
que les honoraires de conseil affectent davantage l’indépendance des auditeurs canadiens
que celle des auditeurs américains. C’est d’ailleurs une des motivations de l’étude.
7
REVUE DE LA LITTERATURE:
1. Les théories
Deux visions s’affrontent pour expliquer la nature de la relation entre les honoraires de
conseils et la qualité de l’audit. Certains auteurs (par exemple, Gleason et Mills, 2011)
pensent que les services de conseil ont un fort pouvoir d’altérer l’objectivité de l’auditeur.
D’autres auteurs (comme Dopuch et al, 2003) croient au contraire que ces services sont
inoffensifs, voire bénéfiques à la qualité de l’audit. Dans ce qui suit, nous essayerons
d’exposer les différents arguments associés aux deux visions.
Pour les tenants de la première vision, la marge supplémentaire générée par ces services
nuit à l’indépendance de l’auditeur et ultimement à la qualité de l’audit. Cette nuisance
peut être à la fois évidente (ou psychologique) et subtile. Évidente, parce que comme
toute entreprise, le cabinet d’audit est à la recherche de profit, ses ressources sont
mobilisées pour maintenir ou augmenter celui-ci (Bamber et Iyer, 2007). La nuisance des
services de conseil à l’indépendance peut prendre une forme plus subtile, notamment à
travers l’existence de quasi-rentes (DeAngelo, 1981). L’idée des quasi-rentes consiste,
pour l’auditeur, à utiliser les revenus ultérieurs de services de conseil pour compenser une
réduction des honoraires d’audit. Dans ce cas, l’auditeur s’insère dans une logique
d’investissement, ce qui est souvent incompatible avec l’indépendance (Gleason et Mills,
2011). Cette vision est souvent soutenue par les régulateurs pour justifier les mesures
restrictives.
Pour les tenants de la seconde vision, les services de conseil n’altèrent pas l’indépendance
des auditeurs et peuvent même améliorer la qualité des états financiers. L’argument
principal est que les services de conseil engendrent un risque qu’on pourrait qualifier de
"réputationnel" (Dopuch et al, 2004). Conscients de la méfiance que génèrent ces services
(perception de l’indépendance) sur le marché, les auditeurs peuvent protéger leur
réputation en évitant de fournir des services de conseil. S’ils les fournissent, les
vérificateurs seront plus vigilants, voire intransigeants dans le cadre du processus d’audit.
Cela entraine donc une meilleure indépendance «de fait». L’autre explication réside dans
le fait que l’achat de ces services auprès de l’auditeur de la société génère un transfert de
8
connaissances mis à profit pour améliorer la qualité de l’audit et en conséquence celle des
états financiers. Cette deuxième vision est défendue par les professionnels comptables et
d’audit (Arvind et Pranil, 2013).
2. Les services de conseil et la qualité de l’audit
DeFond et Zhang (2014) ont menés une revue de la littérature sur la notion et les mesures
de la qualité de l’audit. Ainsi, les auteurs ont exposé six façons d’apprécier la qualité de
l’audit lorsque l’étude porte sur l’offre d’audit (dans notre cas l’indépendance de
l’auditeur) : la qualité du résultat, les opinions relatives à la continuité d’exploitation, les
retraitements, la perception des parties prenantes, les caractéristiques de l’auditeur (BIGX
et spécialisation) et certaines caractéristiques du contrat auditeur-client. Notre revue de
littérature portera sur les trois premières mesures. En effet, dans la mesure où ils
supportent les avantages et inconvénients qui sont complémentaires (DeFond et Zhang,
2014), la combinaison des trois mesures permet de mieux évaluer la nature de la relation
entre les honoraires de conseil et la qualité de l’audit. D’abord, même si la mesure basée
sur les retraitements capture directement la qualité de l’audit, les cas de firmes sujets au
retraitement restent relativement rares. Ensuite, la mesure basée sur les accruals a
l’avantage de pouvoir être utilisée sur un large échantillon, mais elle souffre d’un risque
d’erreur non négligeable. Enfin, la mesure basée sur la continuité d’exploitation capture
très bien l’indépendance de fait, mais elle limite aussi la généralisation.
Dans cette étude, nous nous intéressons à la qualité de l’audit du côté de l’offre, c'est-à-
dire la qualité de l’audit offerte par l’auditeur qui fournit un certain niveau de services de
conseil. Plus précisément, nous essayons d’évaluer l’indépendance de fait de cet auditeur.
L'indépendance «de fait» a trait à l'état d'esprit de l'auditeur dans le cadre de la mission
d’audit. Il s'agit ainsi d'un état intrinsèque. D'après Dopuch et al (2004), cela signifie que
l'auditeur possède une « indépendance d'esprit » lors de la planification et de l'exécution
d'une mission, et que le rapport d'audit qui en résulte est impartial. Johnstone et al (2001)
soulignent qu'il y a deux conditions préalables aux risques d'indépendance «de fait» :
d'abord, il doit y avoir une incitation de l'auditeur à ne pas déclarer la vérité (les services
de conseil pouvant jouer ce rôle) et d'autre part, une situation fondée sur le jugement doit
avoir lieu (l'audit est par essence une succession de situations fondées sur le jugement).
Même s'il est difficile d'observer directement l'état d'esprit de l'auditeur, on peut
9
néanmoins observer les conséquences liées à l'altération de ce type d'indépendance, avec
une marge d'erreur plus ou moins importante. Si les honoraires de conseil affectent
négativement l'indépendance «de fait» (du fait par exemple d'une dépendance
économique), cela devrait se traduire par une altération de la qualité de l’audit à travers
une des mesures identifiées plus haut (DeFond et Zhang, 2014).
Les services de conseils et la qualité perçue de l’audit.
L’indépendance en apparence est liée à la croyance que peut avoir un tiers utilisateur de
l’information comptable et financière sur l’indépendance de l’auditeur. Les études sur le
sujet sont donc le plus souvent fondées sur des enquêtes (questionnaires) visant à
recueillir directement les avis d’investisseurs avisés, banquiers où toute autre partie
prenante, ou sur des études expérimentales ou encore à travers la réaction du marché.
Aux États-Unis, une enquête menée en 2000 par Penn et al (2000) indique déjà que 80 %
des investisseurs perçoivent l’audit comme étant de meilleure qualité lorsque l’auditeur
connait bien l’entreprise. 59 % pensent que cette connaissance est meilleure s’il fournit
des services de conseil. Sur la base de données antérieure à SOX, aux États-Unis, Frankel
et al (2002) ont trouvé que le ratio des honoraires de conseil, mesure du niveau de
dépendance, est négativement associé à la performance boursière ou au cours de l'action.
Abstraction faite des limites d’opérationnalisation de l’étude, cela veut dire que bien
avant la mise en place des restrictions de services de conseil, la fourniture des services de
conseil est mal perçue au point d’être financièrement sanctionnée. Ces résultats ont
toutefois été contredits par l’étude d’Ashbaugh et al (2013). En effet, après avoir revu les
indicateurs, les auteurs ont trouvé de relation non significative entre les honoraires de
conseil et l’indépendance perçue. Dans le même contexte, Krishnan et al. (2005) ont
étudié l’impact de la fourniture des services de conseil sur l’indépendance perçue des
auditeurs (mesurée par l'ERC : Earning Response Coefficient). Ils ont trouvé qu’en 2001,
contexte d’information financière accrue, les utilisateurs perçoivent les honoraires de
conseil comme menaçant l’indépendance de l’auditeur. Ghosh et al (2009) ont étudié la
relation entre l’indépendance en apparence et le ratio d’honoraires d’audit sur un large
échantillon (2001-2006) et ont trouvé que, contrairement aux idées reçues, il n’y a pas
véritablement de lien entre les honoraires de conseil et l’indépendance en apparence des
auditeurs (mesurée par le : Earning Response Coefficient). Plus récemment, Schmidt
(2012) a examiné un large échantillon de litiges (de 2001 à 2007). L’auteur a trouvé que
10
les allégations qui défendent la thèse d’une altération de l’indépendance de l’auditeur due
à l’importance des honoraires de conseil versés ont plus de chance d’aboutir à un
dédommagement. De même, le montant des dommages et intérêts est plus important. En
d’autres termes, les plaignants (souvent des investisseurs) perçoivent très mal les
honoraires de conseil au point d’en faire un argument « payant » auprès d’un tribunal.
Nous remarquons ainsi que les études menées sur des échantillons d’avant 2002 semblent
être plus tranchées sur le fait que ces services altèrent l’indépendance perçue des
auditeurs. Cela est conforme avec la conclusion de la revue de la littérature de Quick et
Warming (2009). En effet, selon ces auteurs, la majorité de ces études (menées sur des
données d’avant 2002) ont trouvé une relation négative entre les services de conseil et
l’indépendance perçue des auditeurs.
Dans un tout autre contexte, au Danemark, les actionnaires, les dirigeants d’organisme de
crédit et les journalistes semblent percevoir ces services comme ayant un effet négatif sur
l'indépendance de l’auditeur (Quick et Warming-Rasmussen, 2004). Selon Dart (2011),
les investisseurs britanniques les perçoivent d’ailleurs comme menaçant plus
l’indépendance que la durée du mandat. En Allemagne, Quick et Warming-Rasmussen
(2009) ont étudié la perception des investisseurs allemands de l’impact de ces services
sur l’indépendance de l’auditeur L’étude a révélé que la perception du degré d’altération
de l’indépendance dépend significativement du type d’activité de conseil. Les
conclusions de l’étude nous paraissent intéressantes puisqu’elles proposent implicitement
que la règle encadrant ces services soit différenciée, si ce n’est pas déjà le cas. L’existence
de cette règlementation différenciée entre les services fiscaux (autorisés) et les autres
services (non autorisés) a constitué une des motivations de plusieurs études : Bédard et
Paquette (2011) aux États-Unis et Habib (2012). D’après l’étude de Mishra et al (2005),
la décision de la SEC de faire publier séparément les autres services liés à l’audit, les
services fiscaux et les autres services semble affecter la perception des investisseurs
(ratifiant le choix de l’auditeur). En effet, l’étude a trouvé que les services liés à l’audit
sont mieux perçus que tous les autres services.
Aussi, la notion d’indépendance est assez subjective. En effet, il est raisonnable de penser
que le signe lié à la perception diffère selon que les sujets de l'étude soient les auditeurs,
11
l'audité (McCracken et al. 2008), les investisseurs, les banques ou autres utilisateurs de
l'information comptable et financière.
Enfin, dans l’ensemble, on peut s’aligner sur l’idée selon laquelle les services de conseil
altèrent ou impactent négativement l’indépendance perçue des auditeurs. Cependant, la
perception de l’indépendance semble meilleure après les restrictions des services de
conseil (Ghosh, et al, 2009).
Les services de conseil et le rapport de l’auditeur.
Le rapport d’audit est une mesure plus directe de la qualité de l’audit. En effet, la
littérature définit la qualité de l’audit comme étant la probabilité de détecter et rapporter
les manquements à la qualité comptable (DeAngelo, 1981). La qualité de l’opinion met
donc l’accent sur la seconde dimension, c’est-à-dire la capacité de l’auditeur à émettre
une opinion conforme à la réalité économique (DeFond et Zhang, 2014).
Plusieurs études indiquent que la fourniture de services de conseil peut conduire à
l'émission d'une opinion biaisée. Notamment, l’émission une opinion exempte de toute
observation alors qu’il en est autrement dans les faits. Déjà avant la loi SOX, dans une
étude menée sur des entreprises en Australie, Wines (1994) concluait que les entreprises
qui payent des honoraires de conseil reçoivent plus fréquemment des opinions sans
aucune réserve. Dans le même pays, Craswell et al (2002) n’ont pas trouvé de relation
significative entre la dépendance économique de l'auditeur et la propension à émettre
opinion avec une réserve. En Nouvelle-Zélande, Hay et al (2006) n'ont trouvé aucune
relation significative entre les services de conseil et la probabilité d'émettre une opinion
avec réserve. D'après l'étude de Firth (2002) menée au Royaume-Uni, les entreprises qui
achètent relativement plus de services de conseil sont plus susceptibles d'obtenir une
opinion exempte de toute observation. Cela peut avoir deux explications : l'altération de
l'indépendance « de fait » ou l'efficacité des conseils fournis. Dans la même logique, en
Norvège, un contexte caractérisé par un faible risque de litige et de réputation (par rapport
aux États-Unis), Hope et Langli (2010) ont étudié la relation entre le niveau de
dépendance économique et la probabilité d'émettre une opinion modifiée (avec
observations). Les résultats montrent qu’il n’y a aucun lien significatif entre les deux
concepts.
12
Par ailleurs, l’observation sur la continuité d’exploitation constitue une dimension de la
qualité du rapport d’audit (Defond et Zhang, 2014). D’après Griffin et Lont (2010), il
s'agit d'une des observations les plus sévères que peut émettre l'auditeur. Elle remet en
question la survie de la société dans un futur proche. À ce niveau, la revue de la littérature
portera dans un premier temps sur le contexte étatsunien et ensuite à travers les autres
pays.
En utilisant des données d'entreprises américaines couvrant la période 2001-2004,
Robinson (2008) a trouvé une relation significative et positive entre les honoraires pour
services fiscaux et la défaillance d'émettre une opinion avec observations lors d'un audit
précédent une déclaration de faillite. Cependant, sur une période plus récente (des
données post-SOX, 2004–2006), Geiger et Blay (2013) ont examiné l’effet du potentiel
de croissance des honoraires de conseil sur la probabilité d’émettre une observation sur
la continuité d’exploitation. Les auteurs ont conclu une relation négative. Dans le même
contexte, Griffin et Lont (2010) ont trouvé une relation négative entre le niveau des
honoraires de conseil et la probabilité d'émettre une opinion sur la continuité
d'exploitation. De son côté, Li (2009) a étudié la relation entre l'importance du client,
appréciée par rapport aux honoraires de conseil et l'indépendance des auditeurs mesurée
par la propension à émettre une opinion sur la continuité d'exploitation. Sur la base de
données d'entreprises américaines couvrant à la période 2001-2003, l'auteur n'a pas pu
dégager de relation statistiquement significative entre les deux concepts. En complément
à l’étude de Li (2009), Kao et al (2014) ont étudié la même relation sur la période dite
post-SOX (2003-2011). Les résultats confirment qu’il existe une relation non
significative. Pour conclure sur le contexte étatsunien, Carson et al (2013) ont mené une
revue de littérature sur la relation entre la dépendance générée par les honoraires et la
probabilité d’émettre une opinion sur la continuité d’exploitation en contexte étatsunien.
D’après les auteurs, les études sur le sujet n’arrivent pas à supporter l’idée selon laquelle
la dépendance générée par les services de conseil affecte les décisions sur continuité
d’exploitation.
Dans les autres contextes (autres que les États-Unis), les résultats semblent converger
(Fargher et Jiang, 2008). En Australie, Fargher et Jiang (2008) ainsi que Firth (2002) ont
trouvé une relation négative entre la dépendance économique et la probabilité d’émettre
13
une opinion sur la continuité d’exploitation. En Grande-Bretagne Basioudis et al. (2008)
ont aussi trouvé une relation négative entre la dépendance économique et la probabilité
d’émettre une opinion sur la continuité d’exploitation. Enfin en Nouvelle-Zélande, Hay
et al (2006) n’ont pas pu trouver de relation significative.
Les services de conseil et les retraitements.
Les retraitements constituent les cas les plus manifestes de la perte de qualité des états
financiers. Aux États-Unis, Paterson et Valencia (2011) ont étudié l'effet séparé de quatre
catégories d'honoraires de conseil (honoraires pour services récurrents, non récurrents,
autres services et services fiscaux) sur les retraitements. Les résultats de l’étude indiquent
une relation positive avec toutes les classes d'honoraires à l'exception des honoraires
fiscaux récurrents. En effet, la relation est négative entre les honoraires fiscaux et les
retraitements. Ce qui est compatible avec la théorie de transfert de connaissances. L’étude
de Kinney et al (2004) menée sur des observations des années 1995 à 2000 a analysé la
relation entre les retraitements et trois types d’honoraires de conseil (pour services
fiscaux, d’audit interne et conception de système d’information). Les résultats montrent
une relation négative et significative entre les retraitements et les honoraires fiscaux.
Cependant pour les deux autres mesures, aucune relation significative n’a été trouvée. Ce
qui soutient l’idée selon laquelle les services fiscaux améliorent la qualité de l’audit
(Paterson et Valencia, 2011).
Plus récemment, en utilisant les retraitements pour défaillances d'audit couvrant la
période 2001-2007 aux États-Unis, Schmidt (2012) a trouvé une relation positive entre le
ratio d’honoraires de conseil sur facture totale de l’auditeur et les poursuites après
retraitements. Dans le même contexte, Agrawal et Chadha (2005) ont analysé l’effet des
services de conseil sur la probabilité de retraitement avec un échantillon de 318
entreprises appariées. Aucune relation significative n’a pu être dégagée. Enfin, L’étude
de Bloomfield et Shackman (2008) menée sur 250 cas de retraitements sur la période
2001-2002 apporte une légère nuance. En effet, les résultats montrent que la relation est
positive et significative seulement lorsque le montant d’honoraires totaux (honoraires
d’audit et de conseil ) est utilisé comme mesure de l’indépendance. Dans le cas où c’est
le ratio d’honoraires qui est utilisé, la relation est peu significative.
14
Tout comme la tendance générale, pour cette mesure aussi les résultats sont
contradictoires (Bloomfield et Shackman, 2008 ; Kinney et al, 2004). Cependant une
majorité d’études indiquent l’existence d’une relation positive.
Les services de conseil et les accruals.
Ce mémoire s’intéresse à la mesure basée sur la qualité du résultat. Outre les avantages
(application à un large échantillon, reflète la nature continue de la qualité d’audit)
identifiés par DeFond et Zhang (2014), l’inquiétude de la SEC pour la gestion de résultat
a motivé nombre de ces études à l’utiliser comme indicateur de la qualité de l’audit
(Levitt, 2000). La qualité du résultat est donc souvent utilisée comme indicateur de
l'altération de l'indépendance de l'auditeur. Cela peut s'expliquer par le fait qu'en plus
d'être le reflet de l'activité, le résultat est l'indicateur financier auquel se réfère souvent
l'investisseur. Les accruals constituent la mesure de la qualité du résultat la plus fréquente.
D’après Ferguson (2006), le recours aux accruals s'explique par le fait que le résultat
synthétise l'information d'une période d'activité et sert de base à l'évaluation de l'ensemble
de l'entreprise. Aussi, une enquête menée par Graham et al (2005) auprès de 400
directeurs financiers montre que c'est le résultat (51% des répondants), et non le Cash-
Flow (12 %), qui est considéré comme l'indicateur de performance le plus important,
surtout pour les sociétés cotées. Ajouté à cela le fait que les accruals sont la source de la
subjectivité des dirigeants, on comprend aisément l'engouement et la motivation des
auteurs ayant privilégié cette mesure.
Afin d'apprécier l'impact sur la qualité de l'information comptable, la très grande majorité
des études se sont attardées sur la qualité du résultat et plus précisément sur les «
accruals».
Aux États-Unis, Frankel et al (2002) ont trouvé une relation positive entre les honoraires
de conseil et les accruals. Cela suggère que les honoraires de conseil altèrent
l’indépendance des auditeurs. Toutefois, l’étude d’Ashbaugh et al. (2003) contredit celle
de Frankel et al, (2002). Les résultats montrent en effet que la conclusion de Frankel et al
(2002) est sensible au design de recherche utilisé. Dans la même logique et après avoir
introduit la croissance de la société comme variable de contrôle, Reynolds et al (2004)
n’ont pas trouvé de relation significative entre les honoraires de conseil et les accruals.
15
Par ailleurs, l’étude de Dee et al (2006) suggère que la nature de relation entre honoraires
de conseil et accruals diffère selon la taille de l’entreprise (les clients les plus influents
ayant un meilleur pouvoir de négociation). En effet, d’après leurs résultats, pour les
grandes entreprises (S&P 500), la relation est positive avec une gestion agressive du
résultat alors que les entreprises moins grandes, la relation implique une gestion
conservative (à la baisse). Pour Krishnan et al (2010), il est question de pouvoir identifier
les entreprises qui ont la plus forte probabilité d’altérer l’indépendance de l’auditeur dans
le contexte dit pré-SOX. Les résultats indiquent que les entreprises ayant
considérablement diminué leurs honoraires de conseil (après la loi SOX) altèreraient plus
probablement l’indépendance des auditeurs (avant la loi). Une autre différence exploitée
est la taille des auditeurs. En effet, Gul et al (2006) ont aussi trouvé une relation positive
entre les honoraires de conseil et la gestion du résultat. Toutefois, la relation n’est
significative que pour les entreprises auditées par les quatre grands cabinets (BIG4).
Causholli et al (2013) proposent de considérer la nature multi périodique de la relation
auditeur-client. Les résultats de leur étude suggèrent que la qualité de l’audit (mesurée
par les accruals) est très faible pour les entreprises qui ont acquis peu de services de
conseil sur une période donnée, mais dont les honoraires de conseil augmentent la période
d’après. Par ailleurs, l’étude de Koh et al (2012) menée sur un échantillon d’entreprises
américaines dont les données se rapportent au contexte particulier de 1978-1980 a trouvé
une relation négative entre les honoraires de conseil et la gestion du résultat. Cahan et
Zhang (2006) ont aussi trouvé une relation négative entre les services de conseil et la
gestion dite conservative (à la baisse) du résultat. Toujours aux États Unis, plusieurs
auteurs, n’ont pas pu dégager de relation statistiquement significative entre les services
de conseil et l’indépendance « de fait » mesurée par la gestion du résultat. On peut citer
l’étude de Larcker et Richardson (2004); Chung et Kallapur (2003) ainsi que Dee et al
(2006). Pour terminer avec le contexte américain, des mécanismes de gouvernance autre
que l’audit permettent aussi de nuancer la nature de la relation. Dans ce sens, Gul et al
(2003) ont trouvé que l’actionnariat des dirigeants affecte négativement la relation
positive qu’ils ont trouvée entre la gestion du résultat et la dépendance économique
générée par les honoraires versés à l’auditeur. Autrement dit, plus les dirigeants sont
propriétaires (ou actionnaires) moins les honoraires versés à l’auditeur ont le pouvoir
d’altérer l’indépendance de celui-ci. Cela peut s’expliquer par une convergence d’intérêt
entre le statut de dirigeant et celui d’actionnaire. Dee et al (2002) ont aussi examiné le
16
lien entre les accruals positifs et la fourniture de services de conseil. Sur la base d’un
échantillon de sociétés du S&P (Standard & Poor), les résultats indiquent que les
entreprises qui payent des honoraires de conseil relativement élevés affichent une gestion
de résultat plus agressive.
Dans l’ensemble, on peut remarquer qu’il n’y a pas de verdict tranché sur la relation entre
les honoraires de conseil et les accruals aux États-Unis. Il en est ainsi parce que la nature
de la relation est complexe, ce qui requière davantage de recherche afin de préciser notre
compréhension (DeFond et Francis 2005).
En contexte non étasunien, les études essayent de tenir compte des spécificités
règlementaires afin d’apprécier la nature de la relation entre honoraires de conseil et
gestion du résultat. Le risque de poursuites judiciaires, de réputation et l’environnement
d’étude ont un effet non négligeable sur le comportement des auditeurs (Francis, 2011).
Ainsi dans un environnement à haut risque de litige, la théorie dite « réputationnelle »
devrait prévaloir. Par exemple, au vu des conséquences des différents scandales
financiers, pour les auditeurs américains cet environnement est souvent classé à haut
risque de litige. Par contre, des pays comme la Norvège ou la Nouvelle-Zélande sont
considérés comme étant à faible risque de litige pour les auditeurs. Dans ce sens, en
Nouvelle-Zélande, Vineeta et al (2011) ont trouvé une relation positive entre le niveau
des honoraires de conseil et la gestion du résultat. Toutefois, malgré un faible litige, Hope
et Langli (2010) ont trouvé une relation positive, mais non significative en Norvège. En
Nouvelle-Zélande, Cahan et al (2008) ont confronté deux indicateurs des services de
conseil à la qualité du résultat. Dans ce contexte particulier, les résultats indiquent aussi
une relation positive. Cette relation est davantage valable dans le cas des accruals positifs.
En Grande-Bretagne, Ferguson et al (2004) ont essayé de contourner le biais lié aux
indicateurs en utilisant trois indicateurs différents pour la qualité du résultat et trois
indicateurs pour les honoraires de conseil. Les résultats montrent une relation positive
entre les services de conseil et les accruals à l’exception des services fiscaux pour lesquels
la relation est négative.
En Australie, Ruddock et Taylor (2006) ont trouvé une relation négative entre les services
de conseil et la gestion dite conservative (à la baisse) du résultat. Ruddock et Taylor
(2006) soulignent toutefois que cette relation n’est valable que pour les entreprises
17
auditées par les Big6. Ce qui est conforme avec l’idée que les grands cabinets d’audit
(Big X) offrent un audit de meilleure qualité, du moins de par son caractère objectif.
Toujours en Australie, Ruddock et Taylor (2005) n’ont pas trouvé de relation entre le
ratio d’honoraires et la gestion du résultat. Ils concluent que l’absence de lien significatif
peut s’expliquer par un transfert de connaissances et des préoccupations d’ordre
réputationnelles qui conduisent l’auditeur à préserver son indépendance.
En suède, Tobias (2012) a mené son étude auprès d'entreprises privées Suède et a trouvé
une relation négative. En matière de services de conseil, ce qui est valable pour les
entreprises privées ne l’est pas forcément pour les entreprises publiques. En effet, les
entreprises privées sont souvent de petite taille, ce qui leur donne un faible pouvoir
d’influence par rapport au portefeuille client de l’auditeur. Aussi d’après Hope et al
(2010) les risques de poursuites vis-à-vis des auditeurs sont plus faibles pour ces
entreprises.
Enfin, au Bangladesh (Habib et Islam, 2007), en Taïwan (Hsihui Chang et al, 2013) et
en Espagne (Pedro et Momparle, 2011), des contextes relativement différents, les études
montrent qu’il n’existe aucun lien significatif entre les accruals et les honoraires de
conseil.
Les résultats exposés dans la revue de littérature jugent la pertinence des inquiétudes
suscitées par les honoraires de conseils et celle des mesures préventives et autres sanctions
prévues (surveillance du comité de vérifications et normes professionnelles). Cependant,
une certaine complexité entoure la démarche ayant mené à ces résultats (Annexe B). En
effet, plusieurs particularités doivent être prises en considération : l’hétérogénéité des
indicateurs, l’environnement règlementaire du pays d'étude, la culture (notamment
éthique) des auditeurs, les indicateurs utilisés aussi bien pour la gestion du résultat que
pour le niveau de dépendance économique, la taille de l’échantillon et la période d’étude
(dont la situation peut changer)….De ce fait, chacune de ces études est unique et par
conséquent l'homogénéité des conclusions (relation positive ou négative) à travers les
divers contextes ne peut aucunement autoriser une généralisation. Nous aborderons ces
aspects en vue de comprendre profondément la nature de ces résultats. Il s’agit ici des
18
aspects qui ne sont pas directement pris en charge (via les variables de contrôle) par la
plupart des études menées sur la relation entre honoraires de conseil et gestion du résultat.
Les indicateurs hétérogènes : Habib (2012) a analysé les résultats d'une série d'études
indépendantes sur la relation entre les honoraires de conseil et la qualité des états
financiers. Ainsi, l'auteur a essayé d'évaluer l'effet net des services de conseil fournis par
l'auditeur sur la qualité des états financiers à travers une méta-analyse. L'effet " net "
puisque la fourniture de ces services a des conséquences mixtes aussi bien théoriquement
qu'empiriquement. L'intérêt de son étude est donc d'avoir fait aussi un état des indicateurs
utilisés par la littérature pour apprécier la qualité des états financiers. Les résultats de
cette méta-analyse nous suggèrent que la « vraie » association ou le lien net entre les
honoraires de conseil et la qualité des états financiers est négatif, très faible et est
attribuable à la diversité d'indicateurs utilisés. Ce qui est conforme avec votre revue de la
littérature.
Les différences contextuelles ou culturelles : elles ont motivé l'étude de Patel, et al
(2002) qui partent de l'hypothèse disant qu'au vu des différences culturelles, l'opinion des
auditeurs australiens est moins susceptible d'être affectée par la dépendance financière
que celle des auditeurs indiens ou chinois-malaisiens. Les résultats empiriques ont
confirmé ce fait. Dans la même logique, Antle et al. (2003) ont confronté les données
américaines (antérieures à l'interdiction) et celles de la Grande-Bretagne, les résultats
montrent une relation positive et significative dans les deux contextes, malgré une
différence qui aurait pu apparaître. En effet, dans la mesure où la publication était
obligatoire au Royaume-Uni depuis1992 (contre 2000 aux États-Unis), et que celle-ci
améliore la qualité du résultat, il aurait dû y avoir une nuance dans les conclusions.
D'autres points de différences avaient aussi été précisés par les auteurs : la corruption
(souvent pour les dirigeants en situation critique), la taille de l’économie, les mécanismes
et « jeux » entourant la fixation des honoraires et la nature du marché pour services de
conseil.
Parmi les aspects culturels identifiés comme pouvant affecter la relation, on peut noter :-
Le caractère litigieux de l’environnement d’exercice peut aussi affecter le comportement
de l’auditeur vis-à-vis de ces honoraires, et donc la relation qu’il pourrait y avoir entre les
19
honoraires de conseil et la gestion du résultat. Ainsi dans un contexte très litigieux, on
s’attendrait à ce que l’auditeur tienne compte des risques de poursuites et de réputation
élevés. Par conséquent, les honoraires de conseil auront peu de chance d’affecter
l’indépendance de l’auditeur. Plusieurs études avaient essayé de tenir compte de cet
aspect (DeAngelo 1981; Chung et Kallapur 2003). Dans ce sens, en Nouvelle-Zélande,
un contexte considéré comme étant moins litigieux, Vineeta et al (2011) ont trouvé une
relation positive entre le niveau des honoraires de conseil et la gestion du résultat.
La période d’étude : elle doit être prise en compte lorsqu’on essaye de tirer une
conclusion sur un ensemble d’étude. En effet, l’environnement règlementaire évolue dans
le temps et affecte le comportement des acteurs (auditeurs, comités ou dirigeants). Aux
Etats-Unis par exemple, la période 2000-2003 a été marquée par de profonds
changements : augmentation des poursuites contre les auditeurs, une large couverture
médiatique (Fargher et Liwei, 2008) et des règles d’indépendance plus strictes (dont la
loi SOX). Depuis, des auteurs parlent de période post-SOX. On peut raisonnablement
s’attendre à ce que les résultats soient influencés. L’étude de Krishnan. et al (2010) est
illustrative de cet aspect. En effet, les auteurs ont étudié la relation dans une logique de
validation de la politique sélective de la SEC vis-à-vis des services de conseil. En d'autres
termes, il s'agissait de savoir si la loi SOX avait effectivement interdit les services qui
nuisaient à l'indépendance de l'auditeur. Même si la relation était positive (d'autres sont
donc à interdire), ils ont conclu que ces services sont associés à une manipulation moins
importante de résultat (après) qu'avant l'émission de la loi SOX. Précison aussi que la
plupart des études que nous avons analysé se sont basés sur des données d’avant la loi
SOX (pré-SOX).
La taille et la représentativité de l’échantillon : peuvent aussi influencer les conclusions.
À titre illustratif, aux États-Unis, Lim et Tan (2008) ont étudié la relation entre les ratios
d’honoraires et la gestion du résultat (basée sur le modèle de Jones ajusté par la
performance) sur un échantillon de 4,943 observations et ont conclu une relation positive,
mais non significative. Avec les mêmes indicateurs, dans le même contexte, mais sur un
échantillon de 384 firmes, Gul et al. (2007) ont trouvé une négative. Cependant, d’autres
exemples contredisent cet effet. Toujours aux Etats-Unis, l’étude de Frankel et al. (2002)
sur 2,472 observations et celle de Larcker et Richardson (2004) menée sur le double des
observations (5,103 observations) ont toutes deux rapporté une relation positive et
significative. Chung et Kallapur (2003) (1,853 observations) et Mitra (2007) (71
20
observations) avaient utilisé les mêmes indicateurs, couvrant à peu près la même période,
mais concluent une relative positive mais non significative.
3. DEVELOPPEMENT DES HYPOTHESES
Les hypothèses
Au regard de la revue de littérature précédemment développée (résultats mixtes, risque
de perte d’indépendance plus importante et contexte moins litigieux qu’aux États-Unis),
nous proposons de tester les hypothèses suivantes :
Hypothèse1
Selon le contexte, on peut raisonnablement s’attendre à ce que l’une des deux visions (la
théorie de la dépendance et celle du transfert de connaissance) soit empiriquement
vérifiée. L’incertitude entourant cette question constitue la principale motivation de cette
étude. En effet, malgré les garde-fous mis en place (restrictions, responsabilisation des
comités d’audit, mauvaise perception de la part des investisseurs) pour écarter cette
menace, des inquiétudes persistent quant à l’effet de ces honoraires sur la qualité des états
financiers. Ces inquiétudes proviennent essentiellement des régulateurs, des
universitaires et de certaines associations comptables. Aux États-Unis, les études sur la
relation entre les honoraires de conseil et la gestion du résultat indiquent des résultats
mixtes.
Au Canada, un contexte caractérisé par un risque de perte de dépendance plus important,
on peut s’attendre que les résultats penchent vers une altération de l’indépendance. En
effet, les caractéristiques de l’environnement légal canadien soumettent l’auditeur à une
responsabilité légale moindre (Bédard et al, 2012 ; Piot, 2010) par rapport aux États-Unis.
Aussi, une étude menée par Bhattacharya (2006) indique qu’aux États-Unis, la SEC
(Securities and Exchange Commission) fait appliquer les règles qui régissent des valeurs
mobilières plus rigoureusement qu’au Canada (à travers les Commissions des valeurs
mobilières canadiennes). Ainsi, la responsabilité légale au Canada est faible, par
conséquent les honoraires de conseil peuvent altérer l’indépendance de l’auditeur. D’où
notre première hypothèse.
21
H1: La relation entre les honoraires de conseil et les accruals discrétionnaires est positive.
Hypothèse 2
Dans la mesure où des firmes canadiennes cotées aux États-Unis, elles sont sujettes aux
mêmes exigences que les entreprises américaines. On s’attend donc à ce que les
entreprises qui sont aussi cotées aux États-Unis affectent négativement la relation
précédemment trouvée à cause notamment du risque de litige qui est plus élevé
(Bhattacharya, 2006 ; Piot, 2010 ;Bédard et al. 2012). D’où notre seconde hypothèse :
H2: La relation positive entre les honoraires de conseil et les accruals discrétionnaires est
plus faible pour les firmes qui sont aussi cotées aux États-Unis.
Hypothèse 3
D'après Feldmann et Read (2010), les années ayant suivi la loi SOX sont atypiques en
raison de l’intensité des projecteurs dirigés sur la profession d’audit. Durant la période
2004-2008, période qui suit directement l’adoption des règles canadiennes (équivalents
de la loi SOX), on peut comprendre que les auditeurs soient plus prudents (Huang et al,
2007). Par conséquent, la relation entre nos deux variables (ratio d’honoraires et les
accruals) risque d’être moins positive (voir négative). Cependant, après cette période on
peut s’attendre à ce que ces honoraires aient à nouveau le pouvoir d’altérer
l’indépendance des auditeurs. C’est pourquoi nous proposons de diviser notre échantillon
en deux. Le premier échantillon couvre la période 2004-2008, et le second s’étend sur
2009-2011. D’où la troisième hypothèse :
H3 : La relation entre les honoraires de conseil et les accruals discrétionnaires est
davantage positive sur la période 2009-2011 qu’au cours de la période 2004-2008.
A. METHODOLOGIE :
1. Le modèle
22
Sur la base des différents modèles qu’on retrouve dans la littérature, nous avons choisi
de considérer les modèles ci-dessous. Ces modèles intégrent des variables de contrôle
qui se sont revelés être significativement associés aux accruals. Aussi, nous utilisons
deux types de variables dépendantes : ratio d’honoraires (modèle1) et logarithme des
honoraires (modèle2).
Modèle 1 : Ratio d’honoraires
|DACC| = α + β1NAS-FEES + β2NAS-FEES*USA + β3 TAILLE+ β4 ENDETTEMENT + β5
BIG4 + β6 NOUV_AUDIT + β7 CROISSANCE + β8 PERTE + β9 FUSION+ β10 FINANCE
+ β11 M/B + β12 CFO β13 LITIGE + β14 USA+ β15 PERFORMANCE (+ β16 ANNEE+ β17 SIC)
+ e.
Modèle 2 : Logarithme des honoraires
|DACC| = α + β1LN_NAS + β2LN_NAS*USA + β3 TAILLE+ β4 ENDETTEMENT + β5
BIG4 + β6 NOUV_AUDIT + β7 CROISSANCE + β8 PERTE + β9 FUSION+ β10 FINANCE
+ β11 M/B + β12 CFO β13 LITIGE + β14 USA+ β15 PERFORMANCE (+ β16 ANNEE+ β17 SIC)
+ e.
|DACC| = valeur absolue des accruals discrétionnaires (modèle de jones, 1991).
NAS.FEES = ratio d’honoraires de conseil (honoraires pour services fiscaux et pour autres
services) / facture totale.
NAS.FEES*USA= Croisement entre le ratio d’honoraires et la variable USA
LN_NAS= logarithme du montant d’honoraires de conseil (honoraires pour services fiscaux
et pour autres services) .
LN_NAS*USA= logarithme de (1 + la variable USA multipliée par le montant des
honoraires de conseil).
TAILLE= Actif total.
ENDETTEMENT = dette totale / actif total.
BIG4 = Variable binaire qui prend la valeur 1 si la société est auditée par un Big4 et 0 sinon.
NOUV_AUDIT = La variable « nouvel auditeur » est binaire (0,1). Elle prend la valeur 0 si
l’entreprise à nomée un nouvel auditeur et 1 sinon.
CROISSANCE = Le chiffre d’affaires de l’année t divisé par celui de l’année t-1.
PERTE = une variable binaire qui prend la valeur 1 lorsque l’entreprise rapporte une perte, 0
sinon.
FUSION= variable binaire qui prend 1 si la société est engagée dans une opération de fusion
ou acquisition 0 sinon.
FINANCE = 1 si FUSION est égal à 0 et si l’une des conditions suivantes est respectée :
--hausse de plus de 20 % des dettes financières,
-hausse de plus de 10 % du nombre d’actions émises
M_B: market to book = le ratio entre la valeur de marché des capitaux propres sur leur valeur
comptable.
CFO: Cash-flow = cash flow d’opération / Actif total.
23
LITIGE : 1 si la société appartient aux secteurs définis, 0 sinon. codes SIC : 2833-2836
(secteur médical), 3570-3577 (informatique), 3600-3674 (electric), 5200-5961(secteur de
detail-retail) and 7371-7379 (programmation informatique).
USA: la variable prend la valeur 1 lorsque l’entreprise est cotée sur le marché étatsunien et
0 sinon.
PERFORMANCE : le rapport entre EBIT et le total actif
SIC : variable de classification qui prend les valeurs du SIC à un chiffre. Cela correspond
donc aux SIC : 2 3 4 5 7 8.
ANNEE: variable de classification qui prend les valeurs de l’année fiscale.
2. Qualité des états financiers
La variable utilisée est la qualité du résultat. Il s’agit d’une des caractéristiques de la
qualité des états financiers. D’après DeFond et al (2014), cette variable relie la qualité
des états financiers à celle de l’audit. En effet, un audit de qualité améliore la qualité du
résultat, qui à son tour augmente la crédibilité des états financiers. Aussi, afin apprécier
la qualité du résultat, les études se basent souvent sur des mesures qui permettent de
détecter les gestions opportunistes du résultat. Cela se base sur l’hypothèse selon laquelle
un audit de qualité restreint les manipulations du résultat. Dans le cadre de ce travail, les
termes gestion du résultat et la manipulation du résultat sont utilisés indifféremment.
Aussi, en vue d’éviter toute ambigüité et faciliter l’opérationnalisation, nous considérons
la gestion du résultat comme l’abus par les dirigeants, des discrétions comptables à leur
disposition, en vue d’attendre un résultat cible. Il s’agit ainsi de la différence entre le
résultat rapporté dans les états financiers et le « résultat objectif », c’est-à-dire
indépendant du jugement orienté des dirigeants. Dans la mesure où il est difficile
d’observer le « résultat objectif » et celui « manipulé », des auteurs ont conçu différents
modèles permettant de les dissocier. La mesure de la manipulation est souvent basée sur
les accruals, qui sont la source de la subjectivité des dirigeants. Nous utilisons donc les
accruals comme mesure de la qualité des états financiers.
Plusieurs modèles permettent de calculer les accruals (Jones, 1991 ; Jones modifié, 1995 ;
Jones ajusté par la performance, 2005). Par ailleurs, Kothari et al (2005) ont démontré
que la version ajustée par la performance (performance-matched) est plus efficace pour
les firmes ayant un résultat positif, ce qui n’est pas notre cas. En effet, la moitié de nos
observations comporte des pertes. Nous choisissons d’exploiter les accruals basés sur le
24
modèle de Jones (1991) pour mesurer la qualité des états financiers. L’annexe A1 fournit
des détails sur la mesure utilisée.
Il convient par ailleurs de noter certaines limites liées à la validité des modèles qui mesure
la gestion du résultat. En effet, des auteurs ont proposé d’étudier la consistance des
modèles utilisés et leurs conclusions sont mitigées. Par exemple, les tests d’hypothèses
effectués par Takashi Y. et David A.Z. (2004) ont relevé une fréquence élevée d’erreur
de Type1 (30%) et de type II (> 5 %). En d’autres termes, des études pourraient avoir
identifié des gestions de résultats par erreur. D’un autre côté, Peasnell et al (2000) qui
ont aussi testé les modèles de Jones (1991) et Jones modifiés concluent que ces derniers
sont très efficaces pour détecter d’éventuelles manipulations de résultats. Les avis donc
divergent sur la question.
3. Variables testées
Les honoraires de conseil :
Les services de conseil indiquent, par simplification, les services autres que ceux d’audit
fournis par l’auditeur. Plusieurs auteurs ont tenté d’apporter une définition au concept.
Selon Firth (1997), il s’agit de l’emploi d’un prestataire externe, en occurrence l’auditeur,
pour émettre des recommandations aux dirigeants d’une entreprise et/ ou effectuer des
plans ou encore mettre en œuvre un certain nombre d’actions pour le compte des
dirigeants. Crabtree et al (2004) ont considéré les services de conseil comme étant "tous
les honoraires non facturés directement à l'audit, y compris la mise en œuvre des
systèmes, la modification des systèmes, la préparation d'impôts, de consultation et
honoraires d'audit interne".
Selon de Cahan et al (2008,), il y a quatre éléments pouvant différentier les services de
conseil de ceux d’audit. Ces différences expliqueraient ainsi l’avantage de les acheter
auprès de l’auditeur. Tout d'abord, contrairement à l’audit, les entreprises ne sont pas
tenues par la loi d'acheter des services. Ensuite, les dépenses liées aux services de conseil
sont discrétionnaires et cette discrétion est exclusive à la direction. Aussi, ces services
sont achetés en paquets indépendants (c’est-à-dire que le client peut demander
uniquement des services fiscaux, ou seulement des services liés au contrôle interne).
Enfin, à la différence du marché de l'audit, qui est dominé par les grandes entreprises
25
(BIG 4), le marché des autres services est plus compétitif. Par conséquent, on peut
postuler que les services de conseil sont comme la plupart des biens et de ce fait, dans le
cas de l’auditeur la satisfaction du client peut primer sur son indépendance. Dans le cadre
de cette étude, nous entendons par autres services fournis par l’auditeur, l’ensemble des
services autorisés au sens de l’ICCA (2010).
Les honoraires versés à l’auditeur sont publiés dans la notice annuelle sous quatre
rubriques (règlement 52-110) :
Honoraires d’audit : Il s’agit des honoraires associés aux missions d’audit,
d’examen et d’attestation annuelle.
Honoraires liés à l’audit externe : désignent les honoraires versés pour les
services de certification et les services connexes qui sont raisonnablement liés à
l’exécution de l’audit annuel et de l’examen trimestriel des états financiers.
Honoraires pour services fiscaux : il s’agit ici des honoraires versés à l’auditeur
au titre des services professionnels en matière de conformité fiscale, de conseils
fiscaux et de planification fiscale.
Autres honoraires : renvoient aux honoraires associés aux autres produits et
services fournis par l'auditeur externe qui n’entrent dans les trois premières
rubriques.
Les honoraires de conseil considérés dans ce mémoire sont les honoraires publiés dans la
notice annuelle sous les rubriques suivantes : « Honoraires pour services fiscaux » et
« Autres honoraires ». Toutefois, il est possible que certains services non autorisés soient
rendus.
Plusieurs indicateurs sont exploités pour mesurer la dépendance économique. Le ratio
d’honoraires (rapport entre honoraires de conseil et total des honoraires) mesure la
dépendance économique générée par l’importante marge des honoraires de conseil. Ce
ratio capture l’importance relative des services de conseil par rapport aux services d’audit.
En effet, les honoraires de conseil étant plus profitables, les auditeurs en tiennent compte
dans leur rapport avec les entreprises clientes (Ashbaugh, 2003). De ce fait, les marges
générées par les services de conseil constituent une menace à l’objectivité de l’auditeur.
Le montant total des honoraires versés à l’auditeur (TOTFEE) mesure quant à lui la
dépendance économique générée par l’ensemble des honoraires versés à l’auditeur. Ainsi,
26
cet indicateur mesure non seulement la dépendance économique, mais aussi les autres
menaces à l’indépendance de fait telles que le plaidoyer et l’autoévaluation (Bédard et
Paquette, 2010). Dans le cadre de ce mémoire, nous avons choisi d’apprécier la relation
avec le ratio d’honoraires (rapport entre honoraires de conseil et honoraires totaux) et le
logarithme des honoraires.
Aussi, afin de tenir compte d’une éventuelle différence liée à une intercotation aux États-
Unis, nous proposons d’exploiter une variable d’effet. Cette dernière est issue d’un
croisement entre le ratio d’honoraires et la variable catégorielle qui prend la valeur 1 si
l’entreprise est cotée aux États-Unis et 0 sinon. L’interaction entre cette mesure et les
mesures des services de conseil vise à vérifier notre seconde hypothèse (H2).
Les variables de contrôle :
L’étude de la relation entre honoraires de conseil et gestion du résultat nécessite un
contrôle de l'influence d’autres variables pouvant interférer. D’où les variables suivantes :
La taille de l’entreprise (TAILLE) : Selon Nelson et al. (2002) les auditeurs ont
tendance à ignorer certaines manipulations faites par les grandes entreprises. Toutefois,
des études montrent que les grandes entreprises manipulent moins leurs résultats (Coulton
et al. ,2007). Dans le cadre de ce travail, et conformément à la divergence des études
antérieures (Frankel et al. 2002 ; Ashbaugh et al, 2003 ; Coulton et al. ,2007 ; Habib et
Islam, 2007), nous considérons que le sens de la relation entre la taille de l’entreprise et
la gestion du résultat est incertain. La mesure utilisée est le logarithme de 1 plus le total
de l’actif.
Niveau d’endettement (ENDETTEMENT) : Selon Piet et al (2006), les entreprises
endettées manipulent plus leurs résultats afin de se donner une meilleure image vis-à-vis
des apporteurs de fonds ou de respecter tout simplement leurs engagements (covenants).
En effet, l’existence de dettes financières élevées peut expliquer la volonté des entreprises
d’éviter des couts supplémentaires liés au retard de remboursement ou au non-respect des
engagements liés à ces dettes. La gestion agressive du résultat permet donc aux
entreprises d’éviter des couts supplémentaires. Dans le cadre de cette étude, on s’attend
théoriquement à une relation positive entre l’endettement financier et la gestion du
résultat (Ashbaugh et al, 2003). La mesure utilisée est le rapport entre la dette totale et
l’actif total.
27
La taille de l’auditeur (BIG4) : Mahdi et al (2011) ont trouvé que la gestion du résultat
mesurée par les accruals anormaux est négativement associée à la taille de l’auditeur. Ce
qui implique que les grands cabinets sont plus intransigeants vis-à-vis de la gestion du
résultat, même si certains apportent des résultats contradictoires. D'après Francis et al
(1999), les entreprises qui sont perçues comme ayant tendance à manipuler les résultats
se cachent derrière la réputation des grands cabinets (BIG X) pour rétablir leur crédibilité.
Pour ce qui nous concerne, on s’en tient à une relation significativement négative entre la
taille de l’auditeur et la gestion du résultat (Frankel et al. 2002). Il s’agit ainsi d’une
variable binaire qui prend 1 si la société est auditée par un Big4 et 0 sinon.
Nouveau mandat (NOUV_AUDIT) : Théoriquement, une longue durée de relation entre
audité et auditeur peut entrainer un des deux comportements suivants vis-à-vis de la
gestion du résultat : soit sa familiarité avec les activités de l’entreprise l’amènent à
détecter et réprimander d’éventuelles gestions du résultat, soit comme le soulignent
Ruddock et Taylor (2005), l’auditeur devient très familier avec le management au point
de permettre une gestion du résultat. Par exemple d’après l’étude de Frankel et al (2002)
la durée du mandat est positivement associée à la gestion de résultat. Nous nous
alignerons sur ce dernier résultat. Pour la mesure, la variable est binaire (0,1). Elle prend
la valeur 0 si l’entreprise a nommé un nouvel auditeur et 1 sinon.
Croissance de la société (CROISSANCE) : Pour les sociétés à forte croissance, les
investisseurs ne s'attendent souvent pas à un important résultat (politique de dividendes).
On peut penser que les dirigeants seraient alors moins tentés par la manipulation des
résultats. Toutefois, Penman et Zhang (2002) soulignent que les investissements liés à la
croissance sont parfois financés par des pratiques visant à réduire le résultat, qui
correspondent à de la gestion de résultats. Chi-Wen et al (2005) ont utilisé deux
différents indicateurs de la gestion du résultat, la part du résultat réel dans le résultat
publié et la manipulation comptable sur une population de sociétés américaines
(Compustat : 1988-2001). Et leur résultat confirme l'existence d'une relation positive
entre la croissance et la gestion du résultat. Nous supposons donc que la relation est
positive. L’indicateur est le rapport entre le chiffre d’affaires de l’année fiscale (t) et celui
de l’année fiscale précédente (t-1).
28
Perte (PERTE) : Cette variable permet de capturer le fait que la profitabilité incite les
dirigeants à gérer le résultat. L’étude du lien entre la profitabilité et les honoraires de
conseil nous semble en ce sens un excellent indicateur de la menace à l'indépendance des
auditeurs. Ici, nous proposons de le contrôler en tant que déterminant à la gestion du
résultat. En effet, les dirigeants qui ne veulent pas afficher de pertes ont parfois recours à
une gestion agressive du résultat. On s’attend donc à une relation négative entre cette
variable et la gestion du résultat. Plusieurs autres études ont exploité cette variable
(Brown, 2001 Ashbaugh et al, 2003). L’indicateur est une variable binaire qui prend la
valeur 1 lorsque l’entreprise rapporte une perte et 0 sinon.
Fusion (FUSION) : Les entreprises qui ont fusionné sont souvent enclines à maquiller
les comptes pour optimiser les taux d’échange des titres. L’argument est tout aussi valable
dans le cas d’une opération d’acquisition. On s’attend donc à une relation positive entre
cette variable et la gestion du résultat. Plusieurs auteurs ont identifié cette variable
(Ashbaugh et al, 2003 ; Coulton et al. ,2007 ; Habib et Islam, 2007). L’indicateur est une
variable binaire qui prend 1 si la société est engagée dans une opération de fusion ou
acquisition et 0 sinon.
Financement (FINANCE) : Cette variable vise à considérer le recours à des sources de
financement importantes, autres que la fusion, qui pourraient motiver la gestion du
résultat. On s’attend donc à une relation positive entre cette variable et la gestion du
résultat. Elle est utilisée par la plupart des études ayant exploité le modèle de gestion du
résultat (Firth 1997, Hung et al, 2007, Lemaux, 2010). La variable prend la valeur 1 si
FUSION est égale à 0 et si l’une des conditions suivantes est respectée : hausse de plus
de 20 % des dettes financières ; - hausse de plus de 10 % du nombre d’actions émises.
Autrement, la variable prend la valeur 0.
Ratio market to Book (M_B) : Ce ratio permet de tenir compte de l’impact des
perspectives futures de l’entreprise (Ashbaugh et al, 2003). En effet, l’attente du marché
vis-à-vis du résultat est davantage marquée chez certaines entreprises que chez d’autres.
D'après Chung & Kallapor (2003), plus ce ratio est élevé, plus les dirigeants manipulent
les résultats. On s’attend donc à une relation négative entre cette variable et la gestion du
résultat. La mesure correspond au rapport entre la valeur de marché des capitaux propres
sur leur valeur comptable.
29
Les cash-flows (CFO) : Nous incluons les flux de trésorerie comme variable de contrôle
parce que des études antérieures montrent que les modèles de gestion du résultat basés
sur les accruals n’extraient pas complètement les accruals non discrétionnaires qui sont
corrélés avec la performance de la firme (Frankel et al, 2002; Ashbaugh et al, 2003). On
s’attend donc à une relation négative entre cette variable et la gestion du résultat. La
plupart des études impliquant la gestion du résultat ont inséré cette variable dans leur
modèle (Chung et Kallapur, 2003 ; Larcker et Richardson, 2004). La mesure correspond
au cash-flow d’opération ajusté par la taille de l’entreprise (total actif).
Les secteurs litigieux (LITIGE) : Il s’agit de tenir compte des secteurs dits litigieux, qui
pourraient avoir une tendance moins prononcée à gérer ses résultats. Ils ont été définis
par Francis et al. (1994). Il s’agit donc des firmes avec les codes SIC : 2833-2836 (secteur
médical), 3570-3577 (informatique), 3600-3674 (électrique), 5200-5961(secteur du
détail) et 7371-7379 (programmation informatique). On s’attend donc à une relation
positive entre cette variable et la gestion du résultat. Plusieurs études l’ont utilisé comme
variable de contrôle (Ashbaugh et al. 2003 ; Michael et al, 2006; Bloomfield et
Shackman, 2008). L’indicateur correspond à 1 si la société appartient aux secteurs définis
et 0 sinon.
Performance financière de la société (PERFORMANCE) : Plusieurs études suggèrent
d’intégrer le ratio d’excédent brut d’exploitation sur total actif, afin de capturer et
contrôler la performance financière de l’entreprise. Les entreprises moins performantes
étant davantage tentées à gérer leurs résultats (LeMaux, 2010). Toutefois, la nature de la
relation entre cette variable et la gestion du résultat est incertaine (Habib et Islam, 2007 ;
Choi et Lee, 2009). L’indicateur correspond au rapport entre le résultat d’exploitation
(EBIT) et le total actif.
Secteur d’activité (SIC) : le niveau d’accrual peut varier d’un secteur à l’autre. Pour les
études américaines, la discrimination s’est portée sur les codes SIC à 2 chiffres. Ici, nous
considérons les SIC à un chiffre, car les secteurs canadiens sont de petite taille. Il s’agit
ici d’une variable de catégorielle qui prend les valeurs du SIC.
L’année fiscale (FISCAL_YEAR) : Notre étude couvre plusieurs années fiscales. D’où
l’intérêt de contrôler d’éventuelles différences d’une année à l’autre. L’indicateur est une
30
variable de classification qui prend les valeurs de l’année fiscale (2004 à 2011). C’est-à-
dire les 8 années de l’analyse.
4. Les données
Nous avons dans un premier temps recueilli des données brutes sur COMPUSTAT
couvrant la période 2004-2011. Si on fait le parallèle par rapport aux États-Unis, nous
nous intéressons donc à la période Post-SOX. En effet, comme indiqué plus haut, les
reformes canadiennes ont été introduites en 2004 (règlement 52-108).
Nous sommes partis d’un échantillon initial de 11 562. Il constitue l’ensemble des
données disponibles sur COMPUSTAT dont la variable « Actif Total » n’est pas
disponible. Ensuite, nous avons éliminé 2644 observations qui correspondent aux secteurs
financiers (SIC=6) et publics (SIC9). Pour les honoraires, les variables ont été recueillies
sur la base de données SEDAR. Après fusion, nous avons éliminé 1445 observations dont
les variables d’honoraires sont manquantes. Puis, 1993 observations ont été éliminées
pour absence des autres variables (accruals et variables de contrôle) de notre modèle.
Aussi, nous avons identifié et supprimé 92 observations aberrantes (dont la distance de
cook associée à la variable accrual est supérieure à 1) . À la fin, nous nous retrouvons
avec un échantillon final de 5 388 observations/année.
31
B. RESULTATS.
1. Statistiques descriptives
Le tableau 2 expose les statistiques descriptives des différentes variables. Les accruals
discrétionnaires (Jones 1991 en valeur absolue) sont de 0.235 (0.11) en moyenne
(médiane) contre 0.083 (0.049) pour l’étude de Krishnan et al (2011) et 0.078 (0.038)
pour celle de Dee et al (2006). Cela supporte l’idée selon laquelle les entreprises
canadiennes gèrent davantage leurs résultats. Ensuite, la moyenne du logarithme
d’honoraires est de 8.87 contre 5.15 pour l’étude de Lim et Tan (2008) menée aux États-
Unis. Aussi, par rapport aux États-Unis, la moyenne et la médiane du ratio d’honoraires
(rapport entre les honoraires de conseil et le total des honoraires versés à l’auditeur) sont
supérieures au Canada. Ainsi, le ratio d’honoraires moyen est de 0.265 (médiane=0.23)
alors que pour la période 2004-2005 Krishnan et al (2011) mentionnent un ratio moyen
de 0. 172 (médiane=0.15). Toutefois si l’on considère les montants en dollars (et
abstraction faite des différences de devises), le montant moyen versé aux auditeurs à titre
d’honoraires de conseil est plus faible au Canada (200 830 CAN contre 609 000 USD aux
États-Unis). La même remarque peut être faite pour ce qui est du total des Honoraires
(707 045 CAD contre 2 828 000 USD). Cela peut s’expliquer par le fait que les sociétés
canadiennes sont globalement de taille moindre. Si on considère les montants, la moyenne
des honoraires de conseil est de 375 759 CAD pour les firmes canadiennes cotées aux
États-Unis et 181 542 CAD pour les autres. À ce niveau aussi, il y’ a un effet lié à la taille
des entreprises canadiennes. Il est aussi possible que les firmes en intercotation aux États-
Unis, payent une prime supplémentaire qui pourrait être due au risque de litige (Choi et
al, 2008 ; Bédard et al, 2012).
Pour les variables de contrôle, on a une moyenne de 4.4 pour la variable “taille”
(TAILLE), 0.13 pour la variable ENDETTEMENT. Aussi, à peu près 77 % des
observations (entreprise/année) sont audités par les BIG4 et il n’y a eu que 7.4 % de
changement d’auditeur (NOUV_AUDIT). Pour la variable “croissance ajustée”
(CROISSANCE), la moyenne est de 112.9%. En moyenne, 49 % des entreprises affichent
des pertes (PERTE), 20.7 % avaient eu recours à des acquisitions ou fusions (FUSION)
et 32 % ont un financement externe important (moyenne de la variable FINANCE=0.32).
La variable définie par “le rapport entre la valeur de marché et la valeur au livre” (M_B)
a une moyenne de 2.28 et la variable CFO a une moyenne de -0.018. À peu près, 16 %
32
des entreprises appartiennent aux secteurs définis comme litigieux (LITIGE). Enfin, 13
% des observations proviennent d’entreprises canadiennes cotées aux États-Unis (USA)
et la moyenne de la PERFORMANCE est de -0.10.
2. Corrélations
Le tableau 3 montre les corrélations entre les différentes variables de notre modèle. Dans
l’ensemble, les corrélations entre variables sont très faibles, ce qui nous met à l'abri
d’éventuels problèmes de multicolinéarité. Aussi, les VIFs (Variance Inflation Factors)
sont nettement inférieurs à 10 (10 étant la norme selon Gujarati, 2003). Le VIF le plus
élevé est de 1,886.
3. Résultat des régressions
Le tableau 4 présente les résultats de la régression portant sur l’ensemble de la période et
utilisant le ratio d’honoraires (NAS.FEES) comme variable dépendante. Le modèle est
globalement significatif (F=44.57 ; Pr <0.001). Le coefficient de détermination (R2) est
de 27.5 % contre 15 % pour l’étude de Chung et Kallapur (2003) et 17 % pour l’étude de
Dee et al (2006). Notre coefficient est donc relativement plus élevé que celui des autres
études. Les résultats montrent que contrairement à notre première hypothèse (H1), il
n’existe pas de relation positive significative entre les honoraires de conseil et les
accruals. Nous trouvons une relation positive, mais non significative entre le niveau
d’honoraires de conseil et les accruals discrétionnaires en valeur absolue. Le coefficient
associé à cette relation est de 0.0145 avec une probabilité supérieure à 10%.
Le tableau 5 présente les résultats de la régression portant sur l’ensemble de la période et
utilisant le logarithme des honoraires de conseil (LN_NAS) comme variable dépendante.
Le modèle est globalement significatif (F=44.99 ; Pr <0.001). Le coefficient de
détermination (R2) est de 27.37% contre 15.4¨% pour l’étude Ferguson et al (2004). Notre
coefficient est donc relativement plus élevé. Les résultats montrent que contrairement à
notre première hypothèse (H1), il n’existe pas de relation positive entre les honoraires de
conseil et les accruals. À l’inverse, nous trouvons une relation négative, mais non
significative entre le niveau d’honoraires de conseil et les accruals discrétionnaires en
valeur absolue. Le coefficient associé à cette relation est de -0.0015 une probabilité
supérieure à 10%.
33
La variable issue du croisement entre les honoraires et la variable USA
(NAS.FEES*USA et LN_NAS*USA) permet d’avoir l’effet supplémentaire pour les
entreprises qui sont aussi cotées aux États-Unis. En effet, d'après notre seconde hypothèse
(H2), on s’attend à ce que les entreprises qui sont aussi cotées aux États-Unis affectent
négativement la relation précédemment trouvée. Les résultats montrent que,
conformément à notre hypothèse, les firmes cotées aux États-Unis ont un effet
supplémentaire négatif et significatif sur la relation entre les honoraires de conseil et les
accruals, ce, pour nos deux mesures d’honoraires. Les coefficients sont de -0.2267
(significatif à 5%) pour la variable NAS.FEES*USA et de -0.0066 (significatif à 5%)
pour la variable LN_NAS*USA. L’effet est donc négatif et significatif pour nos deux
mesures d’honoraires. Cela suggère que l’effet est différent selon que les entreprises sont
cotées ou non cotées aux États-Unis.
Le tableau 6 présente les résultats des régressions par période (2004-2008 et 2009-2011),
avec le ratio d’honoraires (NAS.FEES) comme variable dépendante. Pour les deux
périodes, les modèles sont globalement significatifs (avec respectivement F=29.04*** et
F=36.20***). Les coefficients de détermination (R^2) sont de 27.99 pour la première
période et 28.49 % pour la seconde. Les coefficients associés à NAS.FEES sont de 0.0061
(non significatif) et 0.0343 (non significatif) respectivement pour la première période et
pour la seconde période. Le test de différence montre que la différence entre les deux
périodes est positive, mais non significative (t-value=0.57). Cela va donc à l’encontre de
notre troisième hypothèse (H3), qui suggère une différence entre les deux périodes.
Le tableau 7 présente les résultats des régressions par période (2004-2008 et 2009-2011),
avec le logarithme des honoraires de conseil (LN_NAS) comme variable dépendante.
Pour les deux périodes, les modèles sont globalement significatifs (avec respectivement
F=29.58*** et F=39.09***). Les coefficients de détermination (R^2) sont de 28.13 %
pour la première période et 28.49% pour la seconde. Les coefficients sont de -0.0021 (non
significatif) et 0.0009 (non significatif) respectivement pour la première période et pour
la seconde période. Tout comme pour le ratio d’honoraires, les résultats vont à l’encontre
de notre troisième hypothèse (H3), il n’y a pas de différence positive et significative entre
les deux périodes (t-value=0.53).
34
Par ailleurs, on peut aussi remarquer que les variables de contrôle sont associées aux
accruals discrétionnaires. Pour notre premier modèle (Tableau 4), à l’exception de celle
impliquant les variables BIG4, NOUV_AUDIT, PERTE FINANCE ET M_B, toutes les
relations entre les accruals et les variables de contrôle sont significatives. Pour le second
modèle (Tableau 5), plusieurs relations se sont avérées significatives. Il s’agit de la
TAILLE (-), l’ENDETTEMENT (+), la CROISSANCE (+), la PROFITABILITÉ (-), la
FUSION (+), la variable CFO (-), la variable LITIGE (-), la variable USA (+) et la
variable PERFORMANCE (-). Ainsi, pour les deux modèles, les signes associés à toutes
les variables de contrôles (significatifs) sont conforme à nos prévisions.
4. Analyses additionnelles
En plus des principaux résultats précédemment exposés, nous avons mené des analyses
additionnelles. En effet, nous avons procédé à des régressions par catégorie d’honoraires
de conseil et effectué une analyse séparée selon que la firme est cotée aux États-Unis
(USA) ou non (CAN). Les tableaux (8 et 9) en annexe nous fournissent une synthèse des
différents résultats.
La première analyse porte sur les trois catégories (honoraires liés à l’audit, honoraires
fiscaux et autres honoraires) de services de conseil pris séparément. Comme le montre le
tableau 8, pour nos deux mesures d’honoraires de services conseils (ratio d’honoraires et
logarithme des honoraires), nous trouvons une relation non significative entre les accruals
et deux catégories d’honoraires (honoraires pour services liés à l’audit et autres services).
Pour les honoraires fiscaux, les résultats varient selon la mesure utilisée. En effet, lorsque
nous utilisons le ratio d’honoraires, la relation est positive et significative alors que
lorsque nous utilisons, le logarithme des honoraires, la relation devient négative et
significative. Dans l’ensemble, cela confirme les résultats de notre analyse principale.
Ensuite, pour les honoraires de conseil, notre analyse principale intègre uniquement les
honoraires fiscaux et les autres honoraires de conseil. D’autres analyses portent sur
l’ensemble des trois catégories des honoraires de conseil (incluant donc les honoraires
liés à l’audit). Pour les deux mesures d’honoraires exploitées dans l’analyse principale
(NAS.FEES et LN_NAS), les résultats montrent que les relations avec les accruals restent
non significatives (tableau 9). Aussi, l’effet supplémentaire des firmes cotées aux États-
35
Unis (Diff USA, tableau 9) est significatif pour le ratio d’honoraires. Cela confirme aussi
les résultats de notre analyse principale.
Aussi, nous avons divisé notre échantillon selon que l’entreprise est cotée aux États-Unis
ou non (tableau 9, Can et USA). Lorsqu’on considère les honoraires de conseil incluant
les honoraires pour les services liés à l’audit, les résultats montrent une relation (avec
NAS.FEES et LN_NAS), mais non significative pour l’échantillon canadien, alors que la
relation est significative pour l’échantillon constitué d’entreprises étatsuniennes.
Lorsqu’on considère les honoraires de conseil sans inclure les honoraires liés à l’audit,
pour les firmes cotées uniquement aux Canada, nous trouvons des relations non
significatives. Nous trouvons une relation négative et significative entre le logarithme des
honoraires (LN_NAS) et les accruals discrétionnaires pour les firmes cotées aux États-
Unis. Toutefois, le test de différence montre que la différence n’est pas significative (t-
value= -0.89). Cela confirme donc les résultats de l’analyse principale.
Aussi, nous avons utilisé deux mesures supplémentaires d’honoraires de conseil (montant
d’honoraires NAS et rapport entre le montant d’honoraires et le total actif NAS_TA).
Qu’on considère les honoraires avec ou sans les services liés à l’audit, les résultats
montrent des relations non significatives entre les honoraires de conseil et les accruals.
Ensuite, afin de contrôler l’effet taille ou l’importance des ratios d’honoraires, une autre
analyse porte sur les rangs 10 du ratio d’honoraires par année (tableau 10). Les résultats
confirment l’existence d’une relation non significative. Cela confirme donc les résultats
de notre analyse principale.
Puis, nous avons mené une analyse supplémentaire en tenant compte du signe des accruals
discrétionnaires. Comme l’indique le tableau 11, les résultats montrent des relations non
significatives entre les ratios d’honoraires et les accruals discrétionnaires. Cependant, il
y a une différence significative selon que les firmes sont cotées aux États-Unis ou non.
Cela confirme ainsi les résultats de notre analyse principale.
Enfin, nous avons effectué des régressions en tenant compte de deux autres modèles
d’accruals (modèle de Jones modifié et le modèle de Jones ajusté par la performance).
Les résultats (Tableau 12) confirment partiellement les résultats de notre analyse
principale. En effet, il n’y a pas de relation significative entre les honoraires de conseil
36
(ratio d’honoraires et logarithme des honoraires) et les accruals discrétionnaires ((modèle
de Jones modifié et le modèle de Jones ajusté par la performance). Cependant,
contrairement à l’analyse principale (qui exploite le modèle de Jones, 1991), si on utilise
les deux mesures supplémentaires d’accruals (modèle de Jones modifié et le modèle de
Jones ajusté par la performance) les résultats montrent qu’il n’y a pas d’effet
supplémentaire associé aux firmes cotées aux États-Unis. Cela suggère que l’indicateur
affecte la nature de la relation entre les honoraires de conseil et les accruals
discrétionnaires. Pour l’effet des firmes cotées aux États-Unis (H2), les résultats sont
incohérents avec notre analyse principale. Par conséquent, on ne peut pas tirer une
conclusion définitive pour l’hypothèse 2.
37
DISCUSSION ET CONCLUSION
Récemment, l’indépendance des auditeurs a été au cœur des préoccupations du régulateur
canadien (CCRC). Dans ce mémoire, nous étudions l’impact des honoraires de conseil
sur l’indépendance des auditeurs (couvrant la période 2004-2011). Pour ce faire, nous
avons analysé la relation entre le ratio d’honoraires et la qualité du résultat à travers trois
hypothèses. D’abord, lorsque nous considérons l’ensemble de la période, nos résultats
sont uniformes à travers les mesures d’honoraires utilisées (ratio d’honoraires et
logarithme des honoraires de conseil). En effet, nous trouvons une relation non
significative entre les accruals et les deux mesures d’honoraires. Cela suggère que dans
l’ensemble, l’importance relative des honoraires de conseil versés à l’auditeur n’altère
pas la qualité du résultat. Une autre analyse porte sur les entreprises qui sont aussi cotées
aux États-Unis. On s’attend à ce que ces firmes affectent négativement la relation initiale
entre les accruals et les honoraires de conseil. Nous trouvons que les firmes cotées aux
États-Unis affectent la relation de façon significative (la relation négative et
significative). Ensuite, les résultats montrent que, contrairement à notre hypothèse, sur la
période 2009-2011, la relation entre les honoraires de conseil et les accruals
discrétionnaires n’est pas significativement différente qu’au cours de la période 2004-
2008 (juste après a loi SOX, et où les projecteurs étaient braqués sur les auditeurs). Par
ailleurs, dans l’ensemble, les analyses supplémentaires menées par catégories
d’honoraires confirment les résultats de notre analyse principale. Cependant,
contrairement à l’analyse principale (qui exploite le modèle de Jones, 1991), si on utilise
les deux mesures supplémentaires d’accruals (modèle de Jones modifié et le modèle de
Jones ajusté par la performance) les résultats montrent qu’il n’y a pas d’effet
supplémentaire associé aux firmes cotées aux États-Unis. Cela suggère que l’indicateur
pourrait affecter la nature de la relation entre les honoraires de conseil et les accruals
discrétionnaires. Dans ce sens, aux États-Unis, Reynolds et al. (2004) ont trouvé une
relation négative non significative entre le ratio d’honoraires et la gestion du résultat
mesurée par le modèle de Jones. La relation devient positive lorsqu’on ajuste le modèle
de Jones par la performance.
Globalement, les résultats de nos analyses montrent que les honoraires de conseil
n’altèrent pas la qualité de l’audit sur la période de notre étude (2004-2011). Cela indique
38
qu’il n’y a pas d’impact sur l’indépendance des auditeurs. En effet, nos résultats peuvent
s’expliquer par des préoccupations d’ordre réputationnelles qui conduisent l’auditeur
canadien à préserver son indépendance. Aussi, on peut penser que les normes
professionnelles d’indépendance et les différents contrôles de qualité (contrôle de qualité
du CCRC et la supervision des comités d’audit) ont joué un rôle dissuasif non négligeable
à ce niveau.
Ces résultats contribuent à la littérature sur les honoraires de conseil et l’indépendance de
l’auditeur en apportant une vue sur le contexte canadien. Nos résultats s’alignent avec
celle de plusieurs autres études sur les honoraires de conseil et l’indépendance des
auditeurs. En effet, aux États-Unis, plusieurs études ont trouvé une relation négative et
non significative entre les honoraires de conseil et les accruals (par exemple, Reynolds et
al. 2004, Dee et al. 2006, Gul et al. 2007).
Par ailleurs, cette étude souffre de plusieurs limites. D’abord, idéalement, on aurait voulu
tester directement la relation, mais l’indépendance n’est pas observable. On est donc
obligé de passer par des mesures intermédiaires qui augmentent les risques d’erreurs.
Malgré la fiabilité relativement acceptable de la mesure utilisée, nos interprétations
risquent malheureusement d’en souffrir. On pourrait aussi questionner la fiabilité des
honoraires de conseil recueillis. En effet, dans la mesure où ils affectent la perception de
l’indépendance de l’auditeur, ce dernier peut, avec la complicité de la direction, transférer
certains honoraires de conseil en honoraires d’audit (ou inversement). Aussi, le modèle
omet une dimension humaine de l’indépendance qui a des effets non négligeables sur la
relation étudiée. En effet, l’indépendance de fait implique avant tout l’auditeur, donc les
valeurs qu’il porte aussi bien au niveau individuel qu’au niveau du cabinet voire de l’ordre
professionnel. Enfin, une autre limite pourrait concerner la liaison temporelle entre
l’année de la fourniture des services de conseils et celle de l’altération de l’indépendance.
La présente étude s’est attardée sur la relation entre les honoraires de conseil et la gestion
du résultat. Pour plus de précision dans nos conclusions sur la qualité de l’audit, et comme
le suggèrent DeFond et Zhang (2014), la relation pourrait être appréciée à travers d’autres
indicateurs de la qualité de l’audit (continuité d’exploitation, retraitement). Aussi, on
pourrait évaluer l’impact de la gouvernance sur les relations. Cela ferait l’objet d’études
ultérieures.
39
40
41
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51
TABLEAUX
Tableau 1: données
2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2004-
2011
Compustat
(avec Actif Total)
1274 1364 1481 1477 1461 1461 1524 1520 11562
-(SIC6 et SIC9) 309 338 340 319 327 330 348 333 2644
-Données
manquantes :
Audit Analytics.
153
162 177 184 188 191 198 192 1445
-Variables
manquantes : accrual
et variables de
controles
211
249
303
293
232
210
232
263
1993
-Données abérrantes 11 14 14 12 13 10 09 09 92
Échantillon final 590
601 647 669 701 720 737 723 5388
52
Tableau 2 : Statistiques descriptives.
Statistiques descriptives (5388 observations)
Variables Moyenne 25e centile Médiane 75e centile Écart-type
|DACC| 0.235 0.044 0.110 0.271 0.321
LN_NAS 8.87 8.39 10.38 11.64 4.31
NAS.FEES 0.265 0.036 0.23 0.277 0.220
NAS 200 830 15 800 68 821 199 828 414 349
TAILLE 4.362 2.608 4.311 5.927 2.303
ENDETTEMENT 0.130 0.000 0.044 0.215 0.175
BIG4 0.773
NOUV_AUDIT 0.074
CROISSANCE 1.129 0.730 1.035 1.262 1.242
PERTE 0.489
FUSION 0.207
FINANCE 0.315
M_B 2.280 0.842 1.540 2.717 3.984
CFO -0.018 -0.056 0.047 0.128 0.317
LITIGE 0.157
USA 0.125
PERFORMANCE -0.1001 -0.1055 0.019 0.087 0.417
53
Tableau 3 : tableau de correlations
Variables 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16
(1) DACC 1 -0.04 0.003 -0.19 -0.06 -0.12 0.03 0.01 0.102 -0.02 0.101 0.028 -0.02 -0.23 -0.10 0.043
(2) NAS.FEES -0.04 1 0.033 0.108 0.049 0.178 -0.01 0.059 -0.09 0.075 -0.05 -0.03 -0.03 0.082 0.042 -0.10
(3) NAS.FEES*USA 0.003 0.033 1 0.143 0.036 0.054 -0.02 0.000 -0.00 0.039 -0.00 0.063 0.005 -0.02 0.027 0.701
(4) TAILLE -0.19 0.108 0.143 1 0.264 0.391 -0.08 0.088 -0.35 0.238 -0.12 -0.07 0.068 0.411 -0.10 0.154
(5) ENDETTEMENT -0.06 0.049 0.036 0.264 1 0.144 -0.02 0.046 -0.11 0.114 0.031 -0.04 -0.00 0.034 -0.04 0.055
(6) BIG4 -0.12 0.178 0.054 0.391 0.144 1 -0.10 0.099 -0.20 0.140 -0.11 -0.04 -0.01 0.236 0.055 0.032
(7) NOUV_AUDIT 0.030 -0.01 -0.02 -0.08 -0.02 -0.10 1 -0.00 0.081 -0.01 0.025 0.001 0.001 -0.06 0.021 -0.02
(8) CROISSANCE 0.018 0.059 0.000 0.088 0.046 0.099 -0.00 1 -0.08 0.132 0.006 -0.02 -0.01 0.101 0.004 -0.02
(9) PERTE 0.102 -0.09 -0.00 -0.35 -0.11 -0.20 0.081 -0.08 1 -0.19 0.216 0.035 0.030 -0.44 0.042 0.020
(10) FUSION -0.02 0.075 0.039 0.238 0.114 0.140 -0.01 0.132 -0.19 1 -0.34 -0.02 -0.05 0.143 -0.03 0.014
(11) FINANCE 0.101 -0.05 -0.00 -0.12 0.031 -0.11 0.025 0.006 0.216 -0.34 1 0.073 0.018 -0.22 -0.02 0.018
(12) M_B 0.028 -0.03 0.063 -0.07 -0.04 -0.04 0.001 -0.02 0.035 -0.02 0.073 1 -0.00 -0.15 0.091 0.097
(13) CFO -0.23 0.082 -0.01 0.411 0.034 0.236 -0.06 0.101 -0.44 0.143 -0.22 -0.15 1 -0.01 -0.16 -0.06
(14) LITIGE -0.10 0.042 0.027 -0.10 -0.04 0.055 0.021 0.004 0.042 -0.03 -0.02 0.091 -0.01 1 -0.06 0.021
(15) USA 0.043 -0.10 0.701 0.154 0.055 0.032 -0.01 -0.02 0.020 0.014 0.018 0.097 -0.00 -0.06 1 -0.14
(16)
PERFORMANCE -0.2 0.1 -0.01 0.46 0.05 0.23 -0.05 0.10 -0.45 0.151 -0.14 -0.09 -0.03 0.664 -0.14 1
Les correlations en Gras sont significatif (<0.01). Lles corrélations au dessus et en dessous de la diaoganale sont les mêmes.
54
Tableau 4: Resultats de regression pour toute la période (Modèle 1).
VARIABLES
Signe prévu
2004-2011
Paramètres Estimées Erreur-type
Intercept (+) 0.1907 0.0261***
NAS.FEES (+) 0.0145 0.0259
NAS.FEES*USA (-) -0.2267 0.1085**
TAILLE (+/-) -0.0231 0.0033***
ENDETTEMENT (+) 0.0881 0.0311***
BIG4 (-) -0.0027 0.0117
NOUV_AUDIT (+) 0.0220 0.0172
CROISSANCE (+) 0.0120 0.0050**
PERTE (-) -0.0709 0.0108
FUSION (+) 0.0293 0.0101***
FINANCE (+) -0.0059 0.0099
M_B (-) -0.0018 0.0012
CFO (-) -0.2051 0.0284***
LITIGE (-) -0.0246 0.0122**
USA (+) 0.0350 0.0183**
PERFORMANCE (+/-) -0.0407 0.0189**
FISCAL_YEAR Inclus Inclus
SIC Inclus Inclus
F-value 44.57***
Adjusted R2 27.48%
N (Nombre
d’observations)
5388
*, **, *** indiquent que le paramètre est significatif respectivement aux niveaux 0.10, 0.05, ou
0.01.
Les erreurs types sont des erreurs standards robustes regroupées par sociétés.
Les variables SIC et FISCAL_YEAR ont des effets fixes.
L’annexe A décrit l’ensemble des variables.
55
Tableau 5 : Resultats de regression pour toute la période (Modèle 2)
VARIABLES
Signe
prévu
2004-2011
Paramètres Estimées Erreur-type
Intercepte (+) 0.2022 0.0270***
LN_NAS (+) -0.0015 0.0014
LN_USNAS (-) -0.0066 0.0028**
TAILLE (+/-) -0.0213 0.0034***
ENDETTEMENT (+) 0.0884 0.0308***
BIG4 (-) -0.0000 0.0119
NOUV_AUDIT (+) 0.0207 0.0173
CROISSANCE (+) 0.0120 0.0050**
PERTE (-) -0.0717 0.0109***
FUSION (+) 0.0302 0.0102***
FINANCE (+) -0.0058 0.0099
M_B (-) -0.0020 0.0012
CFO (-) -0.2045 0.0285***
LITIGE (-) -0.0234 0.0122**
USA (+) 0.0700 0.0310**
PERFORMANCE (+/-) -0.0420 0.0189**
FISCAL_YEAR Inclus Inclus
SIC Inclus Inclus
F-value 44.99***
Adjusted R2 27.37%
N (Nombre d’observations) 5388
*, **, *** indiquent que le paramètre est significatif respectivement aux niveaux 0.10, 0.05, ou
0.01.
Les erreurs types sont des erreurs standards robustes regroupées par sociétés.
Les variables SIC et FISCAL_YEAR ont des effets fixes.
L’annexe A décrit l’ensemble des variables.
56
Tableau 6 : Resultats de regression sur deux périodes (Modèle 1)
VARIABLES
Signe
prévu
2004-2008
2009-2011
TEST
Paramètres
Estimées
Erreur
type
Paramètres
Estimées
Erreur
type
t-value
Intercepte (+) 0.1244 0.0304*** 0.2074 0.0397*** -
NAS.FEES (+) 0.0061 0.0326 0.0343 0.0397 0.57
NAS.FEES*USA (-) -0.1208 0.1418 -0.4044 0.1470*** -1.43
TAILLE (+/-) -0.0269 0.0045*** -0.0185 0.0047*** 1.28
ENDETTEMENT (+) 0.0889 0.0434** 0.0847 0.0409** -0.07
BIG4 (-) -0.0096 0.0148 0.0007 0.0188 0.44
NOUV_AUDIT (+) 0.0237 0.0220 0.0135 0.0267 -0.30
CROISSANCE (+) 0.0059 0.0068 0.0207 0.0076*** 1.44
PERTE (-) -0.0607 0.0145*** -0.0802 0.0168*** -0.86
FUSION (+) 0.0437 0.0132*** 0.0085 0.0166 -1.63
FINANCE (+) -0.0049 0.0136 -0.0096 0.0139 -0.24
M_B (-) 0.0007 0.0017 -0.0047 0.0019** -1.99**
CFO (-) -0.2053 0.0359*** -0.1918 0.0486*** 0.22
LITIGE (-) -0.0220 0.0144 -0.0288 0.0197 -0.29
USA (+) 0.0240 0.0228 0.0471 0.0276* 0.66
PERFORMANCE (+/-) -0.0365 0.0259 -0.0607 0.0271** -0.64
FISCAL_YEAR Inclus Inclus Inclus Inclus Inclus
SIC Inclus Inclus Inclus Inclus Inclus
F-value 29.04*** 36.20*** 33.46
Adjusted R2 27.99% 28.49% 30.44
Nombre
d’observations
3196 2192 5388
*, **, *** indiquent que le paramètre est significatif respectivement aux niveaux 0.10, 0.05, ou
0.01.
Les erreurs types sont des erreurs standards robustes regroupées par sociétés.
Les variables SIC et FISCAL_YEAR ont des effets fixes.
L’annexe A décrit l’ensemble des variables.
57
Tableau 7 : Resultats de regression sur deux périodes (Modèle 2)
VARIABLES
Signe
prévu
2004-2008
2009-2011
TEST
Paramètres
Estimées
Erreur
type
Paramètres
Estimées
Erreur
type
t-value
Intercepte (+) 0.1403 0.0313*** 0.2148 0.0415***
-
LN_NAS (+) -0.0021 0.0016 -0.0009 0.0021 0.53
LN_NAS*USA (-) -0.0053 0.0039 -0.0072 0.0044* -0.30
TAILLE (+/-) -0.0247 0.0045*** -0.0171 0.0048*** 1.18
ENDETTEMENT (+) 0.0881 0.0433** 0.0855 0.0405** -0.04
BIG4 (-) -0.0059 0.0148 0.0030 0.0190 0.37
NOUV_AUDIT (+) 0.0211 0.0219 0.0147 0.0270 -0.19
CROISSANCE (+) 0.0058 0.0068 0.0208 0.0076*** 1.46
PERTE (-) -0.0611 0.0145*** -0.0814 0.0169*** -0.90
FUSION (+) 0.0453 0.0132*** 0.0095 0.0165 -1.67*
FINANCE (+) -0.0047 0.0136 -0.0093 0.0140 -0.23
M_B (-) 0.0004 0.0017 -0.0048 0.0020** -1.97**
CFO (-) -0.2031 0.0361*** -0.1936 0.0485*** 0.15
LITIGE (-) -0.0207 0.0145 -0.0282 0.0197 -0.33
USA (+) 0.0591 0.0422 0.0674 0.0504 0.12
PERFORMANCE (+/-) -0.0381 0.0258 -0.0608 0.0272*** -0.60
FISCAL_YEAR Inclus Inclus Inclus Inclus Inclus
SIC Inclus Inclus Inclus Inclus Inclus
F-value 29.58*** 39.09*** 33.33
Adjusted R2 28.13% 28.49 30.61
Nombre
d’observations
3196 2192 5388
*, **, *** indiquent que le paramètre est significatif respectivement aux niveaux 0.10, 0.05, ou
0.01.
Les erreurs types sont des erreurs standards robustes regroupées par sociétés.
Les variables SIC et FISCAL_YEAR ont des effets fixes.
L’annexe A décrit l’ensemble des variables.
58
Tableau 8 : Analyses supplémentaires : Catégories d’honoraire
Résultats par catégorie d’honoraires
VARIABLES
Signe
prévu
2004-2011
Paramètres Estimées Erreur-type
LN_SLA + -0.0002 0.0011
SLA/TOTFEE 0.0174 0.0386
LN_FISC + -0.0034 0.0013**
FISC/TOTFEE + 0.0990 0.0404**
LN_OF + -0.0012 0.0009
OF/TOTFEE + 0.0239 0.0416
Ce tableau présente les résultats des régressions menées par catégories d’honoraires (pour services liés
à l’audit SLA, services fiscaux, FISC et autres services, OF) et par types de mesures (logarithme LN et
ratio par rapport aux honoraires totaux, /TOTFEE).
LN_SLA = logarithme de (1+honoraires liés à l’audit).
SLA/TOTFEE= rapport entre honoraires liés à l’audit et le total des honoraires.
LN_FISC= logarithme de (1+honoraires fiscaux).
FISC/TOTFEE= rapport entre honoraires fiscaux et le total des honoraires.
LN_OF= logarithme de (1+autres honoraires).
OF/TOTFEE= rapport entre autres honoraires et le total des honoraires.
59
Tableau 9 : Analyses supplémentaires : synthèse
Synthèse
Années 2004-2011/ 5388 observations
Modèle Mesure CAN Diff USA
Avec SLA Sans SLA Avec SLA Sans SLA
Toutes NAS.FEES 0.0255 0.0145 -0.1176* -0.2267**
LN_NAS 0.0006 -0.0015 -0.0054 -0.0066**
NAS 0.0000 -0.0000 0.0000 -0.0000
NAS_TA 0.00001 0.0000 -0.0000 -0.0000
CAN et USA CAN USA
NAS.FEES 0.0303 0.0257 -0.1002* -0.1322
LN_NAS 0.0024* -0.0009 -0.0111** -0.0104***
NAS 0.0000 0.0000 0.0000 -0.0000
NAS_TA 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000
Ce tableau présente une synthèse des résultats de regressions utilisant quatres types de mesures
d’honoraires (le ratio d’honoraires NAS.FEES, le logarithme d’honoraires LN_NAS, montant
d’honoraires NAS et rapport entre montant d’honoraires et le total actif NAS_TA) et différenciant les
pays (Canada, CAN et Etats-Unis, USA).
SLA=Services liés à l’audit.
NAS.FEES=honoraire de conseil divisé par le total des honoraires.
LN_NAS=logarithme de (1+honoraires de conseil).
NAS=montant brut des honoraires de conseil.
NAS_TA=rapport entre honoraires de conseil et l’ actif total.
60
Tableau 10 : Analyses supplémentaires: Rangs 10 des NAFEE par année.
VARIABLES
Signe prévu
2004-2011
Paramètres Estimées Erreur-type
Intercept (+) 0.1920 0.0259***
Rangs (+) -0.0001 0.0019
Rangs*US_FILER (+) -0.0078 0.0036**
TAILLE (+/-) -0.0222 0.0036***
ENDETTEMENT (+) 0.0888 0.0312***
BIG4 (-) -0.0019 0.0118
NOUV_AUDIT (+) 0.0218 0.0173
CROISSANCE (+) 0.0119 0.0051**
PERTE (-) -0.0717 0.0109***
FUSION (+) 0.0298 0.0103***
FINANCE (+) -0.0060 0.0099
M_B (-) -0.0019 0.0012
CFO (-) -0.2052 0.0285***
LITIGE (-) -0.0243 0.0122**
USA (+) 0.0478 0.0242**
PERFORMANCE (+/-) -0.0414 0.0190**
FISCAL_YEAR Inclus Inclus
SIC Inclus Inclus
F-value 45.98***
Adjusted R2 27.43%
N (Nombre
d’observations)
5388
*, **, *** indiquent que le paramètre est significatif respectivement aux niveaux 0.10, 0.05, ou
0.01.
Les erreurs types sont des erreurs standards robustes regroupées par sociétés.
Les variables SIC et FISCAL_YEAR ont des effets fixes.
L’annexe A décrit l’ensemble des variables.
61
Tableau 11 : Analyse supplémentaires : regression selon le signe des accruals
discrétionnaires.
VARIABLES
Signe
prévu
Accruals Positifs
Accruals Négatifs
Paramètres
Estimées
Erreur
type
Paramètres
Estimées
Erreur type
Intercepte (+) 0.1938 0.0508*** -0.2097 0.0363***
NAS.FEES (+) 0.0415 0.0328 0.0235 0.0408
NAS.FEES*USA (-) -0.4089 0.1897** 0.1242 0.1717
TAILLE (+/-) -0.0247 0.0045*** 0.0248 0.0043***
ENDETTEMENT (+) 0.0406 0.0408 -0.1371 0.0419
BIG4 (-) 0.0011 0.0156 -0.0014 0.0175
NOUV_AUDIT (+) 0.0354 0.0224 -0.0172 0.0261***
CROISSANCE (+) 0.0004 0.0063 -0.0199 0.0070**
PERTE (+) -0.1261 0.0163*** 0.0315 0.0146***
FUSION (+) 0.0077 0.0133 -0.0478 0.0150**
FINANCE (+) 0.0006 0.0136 0.0123 0.0133
M_B (-) -0.0010 0.0020 0.0014 0.0015
CFO (-) -0.3308 0.0464*** 0.1263 0.0389***
USA (+) 0.0735 0.0283*** 0.0026 0.0240
PERFORMANCE (+/-) 0.0432 0.0387 0.0842 0.0229
FISCAL_YEAR Inclus Incls Inclus Inclus
SIC Inclus Inclus Inclus Inclus
F-value 40.68*** 21.81***
Adjusted R2 36.24% 22.59%
Nombre
d’observations
2745 2643
*, **, *** indiquent que le paramètre est significatif respectivement aux niveaux 0.10, 0.05, ou
0.01.
Les erreurs types sont des erreurs standards robustes regroupées par sociétés.
Les variables SIC et FISCAL_YEAR ont des effets fixes.
L’annexe A décrit l’ensemble des variables.
62
Tableau 12 : Analyses supplémentaires : Régressions utilisant les modèles de Jones
modifié et Jones ajusté par la performance comme variable dépendante.
VARIABLES
Signe
prévu
Accruals : modèle de
Jones modifié
Accruals : modèle de Jones
ajusté par la performance
Paramètres
Estimées
Erreur-
type
Paramètres
Estimées
Erreur-
type
Variable indépendante : ratio d’honoraires
NAS.FEES (+) -0.0417 0.0522 0.0136 0.0296
NAS.FEES*USA (-) 0.0270 0.1584 -0.1099 0.0998
Variable indépendante : logarithme du montant d’honoraires
LN_NAS (+) -0.0052 0.0051 0.0005 0.0016
LN_USNAS (-) 0.0057 0.0047 -0.0020 0.0025
Variable in dépendante : rangs 10 des NAFEE par année
Rangs (+) -0.0050 0.0053 0.0006 0.0018
Rangs*USA (-) 0.0109 0.0071 0.0011 0.0038
*, **, *** indiquent que le paramètre est significatif respectivement aux niveaux 0.10,
0.05, ou 0.01.
Les erreurs types sont des erreurs standards robustes regroupées par sociétés.
Les variavles SIC et FISCAL_YEAR ont des effets fixes.
L’annexe A décrit l’ensemble des varibles.
63
ANNEXES
ANNEXE A : justification des variables
ANNEXE (A1) Indicateur des services de conseil Résultat et Revue de la littérature
Variable
(indicateur)
Commentaires Disponibilité des
données
Fees ratio = Honoraire
de conseil/ facture totale
NAF/TOTFE ou
FEERATIO
Ce ratio capture l’importance relative des
services de conseil par rapport aux services
d’audit, ce qui affecte par ailleurs
l’indépendance perçue de l'auditeur
(Ashbaugh et al. 2003). D’après Bédard et
Paquette (2010), il s’agit également d’une
mesure utilisée par les décideurs tels que les
investisseurs institutionnels lors de
l'évaluation du niveau acceptable des
services de conseil.
La limite de cett indicateur est de ne pas
tenir compte du fait que le lien financier
entre l’auditeur et l’audité ne provient pas
uniquement des honoraires de conseil
(Ruddock, C. et Taylor, S. 2005), d’où
l’usage du TOTFEE. cet indicateur mesure
non seulement la dépendance économique
totale, mais aussi les autres menaces à
l’indépendance de fait telles que le plaidoyer
et l’autoévaluation (Bédard et Paquette,
2010).
SEDAR
64
ANNEXE (A2) : Variable gestion du résultat : Opérationnalisation Modèle de Jones
(1991)
Étape 1
Variable
ACC/ TA_1 = ao l / TA_1 + a1, (V-SALES)
/ TA_1 + a2 PPE / TA_1 + e,
Le modèle choisi est la
version de Jones. Après une
premier traitement, il s’est
avéré que les trois versions
(Jones, Jones Modifié et
Jones ajusté par la
performance) de gestion du
résultat donnaient à peu près
les meme résultats
Nous nous en tenons donc à
la version de Jones (1991).
Étape 2
-ACC = total « accruals » = NI - FTE avec
Rt ou NI = Résultat ou résultat
d’exploitation
FTE = flux de trésorerie d’exploitation,
L’ensemble de ces
informations sont disponibles
sur :
Compustat =>
Amérique du Nord =>
Fundamental Annuel =>
Bilan – Compte de résultat-
tableau des flux
TA-1 = Actif Total du début de l’année
SALES = variation ventes ou chiffre
d’affaire de la société
AR = variation des comptes clients
PPE = immobilisation corporel
Étape 3 Estimation des paramètres une régression (MCO) de
l’ensemble des observations
permet de dégager les
paramètres du modèle
Étape 4
Le terme « e » correspondant aux
« accruals » Discrétionnaire
On peut considérer la valeur
absolue ou les signes. Dans le
dernier cas on parlera de
gestion agressive (+) ou
conservatrice (-) du résultat
65
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
La Taille de
l’entreprise: )
TAILLE
Selon Nelson et al. (2002) les auditeurs ont tendance à ignorer
certaines manipulations faites par les grandes entreprises.
Toutefois, des études montrent que les grandes entreprises
manipulent moins leurs résultats (Coulton et al. ,2007). Dans le
cadre de ce travail, et conformément à la divergence des études
antérieures (Frankel et al. 2002 ; Ashbaugh et al, 2003 ; Coulton
et al. ,2007 ; Habib et Islam, 2007), nous considérons que le sens
de la relation entre la taille de l’entreprise et la gestion du résultat
est incertain. La mesure utilisée est le logarithme de 1 plus le
total actif.
(+)
Total Actif
Disponible sur
Compustat :
Fundamental
annual- Bilan:
AT - Assets - Total
Endettement :
ENDETTEMENT
Selon Piet Sercu et al (2006), les entreprises endettées
manipulent plus leurs résultats afin de se donner une meilleure
image vis-à-vis des apporteurs de fonds ou de respecter tout
simplement leurs engagements (covenants). En effet, l’existence
de dettes financières élevées peut expliquer la volonté des
entreprises d’éviter des couts supplémentaires liés au retard de
Disponible sur
Compustat
Fundamental
annual- Bilan:
66
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
remboursement ou au non-respect des engagements liés à ces
dettes. La gestion agressive du résultat permet donc aux
entreprises d’éviter des couts supplémentaires. Cependant, Jaggi
et al (2002) ont étudié et trouvé la preuve que ces manipulations
peuvent aussi consister à une baisse du résultat, et que cela
dépend de la solvabilité de société. Dans le cadre de cette étude,
on s’attend théoriquement à une relation positive entre
l’endettement financier et la gestion du résultat (Ashbaugh et al,
2003). La mesure utilisée est le rapport entre la dette totale et
l’actif total.
(+)
Dette total
Actif Total
AT - Assets - Total
LT Liabilities -
Total
Taille de l’auditeur
BIG4
Mahdi et al (2011) ont trouvé que la gestion du résultat
mesurée par les accruals anormaux est négativement associée à
la taille de l’auditeur. Ce qui implique que les grands cabinets
sont moins intransigeants vis-à-vis de la gestion du résultat,
même si certains apportent des résultats contradictoires. D'après
Francis et al (1999), les entreprises qui sont perçues comme
Variable Binaire
Qui prend 1 si
la société est
Disponible sur
Compustat
Miscellaneous
Items :
67
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
ayant tendance à manipuler les résultats se cachent derrière la
réputation des « Big » pour rétablir leur crédibilité. Pour ce qui
nous concerne, on s’en tient à une relation significativement
négative entre la taille de l’auditeur et la gestion du résultat
(Frankel et al. 2002). Il s’agit ainsi d’une variable binaire qui
prend 1 si la société est auditée par un Big4 et 0 sinon.
(-) audité par un
Big5, 0 Sinon
AU - Auditor
Durée du mandat
NOUV_AUDIT
Théoriquement, une longue durée de relation entre audité et
auditeur peut entrainer un des deux comportements suivants
vis-à-vis de la gestion du résultat : soit sa familiarité avec les
activités de l’entreprise l’amènent à détecter et réprimander
d’éventuelles gestions du résultat, soit comme le soulignent
Ruddock et Taylor (2005), l’auditeur devient très familier avec
le management au point de permettre une gestion du résultat.
Par exemple d’après l’étude de Frankel et al (2002) la durée du
mandat est positivement associée à la gestion de résultat. Nous
nous alignerons sur ce dernier résultat. Pour la mesure, la
(+)
La variable
durée du mandat
est binaire (0,1).
La durée du
mandat est
considérée
comme longue
lorsque
l’auditeur n’a
pas été changé
Disponible sur
Compustat
Miscellaneous
Items :
AU - Auditor
68
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
variable est binaire (0,1). La durée du mandat est considérée
comme longue lorsque l’auditeur n’a pas été changé
récemment, c’est-à-dire la période qui précède l’année fiscale
considérée.
récemment (N-
1).
Croissance de la
société :
CROISSANCE
La croissance est entendue comme l'augmentation du chiffre
d'affaires ou de l’actif. Pour les sociétés à forte croissance, les
investisseurs ne s'attendent souvent pas à un important résultat
(politique de dividendes). On peut penser que les dirigeants
seraient alors moins tentés par la manipulation des résultats.
Toutefois, Penman et Zhang (2002) soulignent que les
(+)
Le chiffre
d’affaires de
Disponible sur
Compustat
69
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
investissements liés à la croissance sont parfois financés par des
pratiques de « conservation » qui correspondent à de la gestion
de résultats. Chi-Wen et al (2005) ont utilisé deux différents
indicateurs de la gestion du résultat, la part du résultat réel dans
le résultat publié et la manipulation comptable sur une
population de sociétés américaines (Compustat : 1988-2001). Et
leur résultat confirme l'existence d'une relation positive entre la
croissance et la gestion du résultat. Pour notre part, nous
supposons donc que la relation est positive. L’indicateur est le
rapport entre le chiffre d’affaires de l’année fiscale (t) et celui
de l’année fiscale précédente (t-1).
l’année t divisé
par celui de
l’année t-1
CAt
CAt-1
Fundamental
annual- Bilan:
REVT-Revenue –
Total
Profitabilité :
Cette variable permet de capturer le fait que la profitabilité
incite les dirigeants à gérer le résultat. .L’étude du lien entre la
profitabilité et les honoraires de conseil nous semble en ce sens
un excellent indicateur de la menace à l'indépendance des
auditeurs. Ici, nous proposons de le contrôler en tant que
une variable
binaire qui
prend la valeur 1
lorsque
l’entreprise
Disponible sur
Compustat
70
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
PERTE
déterminant à la gestion du résultat. En effet, les dirigeants qui
ne veulent pas afficher de pertes ont parfois recours à une
gestion agressive du résultat. On s’attend donc à une relation
positive entre cette variable et la gestion du résultat. Plusieurs
autres études ont exploité cette variable (Brown, 2001
Ashbaugh et al., 2003). L’indicateur est une variable binaire qui
prend la valeur 1 lorsque l’entreprise rapporte une perte et 0
sinon.
(+) rapporte une
perte, 0 sinon
Fundamental
annual:
NI -- Net Income
(PERTE)
71
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
Fusion
FUSION
Les entreprises en fusion sont souvent enclines à maquiller les
comptes pour optimiser les taux d’échange des titres.
L’argument est tout aussi valable dans le cas d’une opération
d’acquisition. On s’attend donc à une relation positive entre cette
variable et la gestion du résultat. Plusieurs auteurs avaient
identifié cette variable (Ashbaugh et al., 2003 ; Coulton et al.
,2007 ; Habib et Islam, 2007 ). L’indicateur est une variable
binaire qui prend 1 si la société est engagée dans une opération
de fusion ou acquisition et 0 sinon.
(+)
Variable Binaire
Qui prend 1 si
la société est
engagée dans
une opération de
fusion ou
acquisition 0
Sinon
Disponible sur
Compustat
Fundamental
annual :
Acquisition method
72
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
FINANCEMENT
FINANCE
Cette variable vise à considérer le recours à des sources de
financement importantes, autres que la fusion, qui pourraient
motiver la gestion du résultat. On s’attend donc à une relation
positive entre cette variable et la gestion du résultat. Elle est
utilisée par la plupart des études ayant exploité le modèle de
gestion du résultat (Firth 1997, Hung et al, 2007, Lemaux, 2010).
La variable prend la valeur 1 si FUSION est égale à 0 et si l’une
des conditions suivantes est respectée : hausse de plus de 20 %
des dettes financières ; - hausse de plus de 10 % du nombre
d’actions émises. Autrement, la variable prend la valeur 0.
1 si FUSION est
égal à 0 et si
l’une des
conditions
suivantes est
respectée :
-hausse de plus
de 20 % des
dettes
financière
- hausse de
plus de 10 % du
nombre
d’actions émises
Disponible sur
Compustat
Fundamental
annual:
-DLTT -- Long-
Term Debt
-Common Shares
Outstanding
73
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
M/B= market to
book
M_B
Ce ratio permet de tenir compte de l’impact des perspectives
futures de l’entreprise (Ashbaugh et al, 2003). En effet, l’attente
du marché vis-à-vis du résultat est davantage marquée chez
certaines entreprises que chez d’autres. D'après Chung &
Kallapor (2003), plus ce ratio est élevé, plus les dirigeants
manipulent les résultats. On s’attend donc à une relation
négative entre cette variable et la gestion du résultat. La mesure
correspond au rapport entre la valeur de marché des capitaux
propres sur leur valeur comptable.
(+)
le ratio entre la
valeur de
marché des
capitaux
propres sur leur
valeur
comptable
M/B
Total actif
Disponible sur
Compustat
Fundamental
annual:
- MKVALT --
Market Value -
Total
-AT - Assets –
Total
-Common/Ordinary
Equity – Total
L’influence de nouvelles règles : cas des IFRS
Il s'agit ici de savoir si, comparativement aux normes
professionnelles locales, les IFRS favorisent davantage la
L’utilisation des
normes IFRS
74
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
Normes
internationales
IFRS
gestion du résultat. En effet, si les IFRS affectent le niveau de
la gestion du résultat, cela risque d'affecter aussi la relation
entre ce dernier et le niveau des honoraires de conseil. Or, les
normes internationales et les normes dites locales offrent aux
investisseurs des degrés de protection différents, cela implique
donc des possibilités de gestion du résultat plus ou moins
importantes.
Théoriquement, on s'attendrait à ce que l'adoption des IFRS
améliore la qualité du résultat Tendeloo et Vanstraelen (2005).
C’est d'ailleurs un des arguments en faveur de leur adoption.
Cependant, les études empiriques rapportent des évidences
mixtes, rendant une conclusion sur l'effet net incertaine.
Lippens (2010) a exploité un échantillon d'entreprises cotées
sur 6 ans (2000-2006) provenant de plusieurs pays (Finland
Belgique, Italie, Danemark, Suède et Nouvelle-Zélande).
L'étude a conclu que la gestion du résultat augmente après
l'adoption des IFRS. Barth et al (2008), ont aussi étudié la
(+)
Variable
nominale qui
prend la valeur1
si lorsque la
norme est
l’IFRS 0 sinon
Disponible sur
Compustat :
ACCOUNTING
STANDARDS
75
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
relation sur plusieurs pays (Australie, France, et UK.) et les
résultats suggèrent que les entreprises qui ont adopté les IFRS,
affichent une gestion du résultat moins importante. Mais aux
États-Unis, Carey et Simnett (2006) ont évalué la qualité des
états financiers élaborés par les sociétés qui ont adopté les IFRS
et celle des sociétés qui ont publié avec le PCGR. Ainsi, ils ont
trouvé que, la qualité de l'information financière n'est pas
affectée par l'utilisation de normes IFRS ou US GAAP, mais
plutôt par la qualité d’application de la loi et des règles
régissant le reporting dans un pays. Les résultats sont donc
mitigés
Le Canada a adopté en 2011 les normes IFRS, cela a
probablement affecté (augmenté ou diminué) les possibilités de
gestion de résultat des gestionnaires. La présente étude tient
compte de cet aspect en examinant distinctement les données
période par période. Permettant ainsi de comparer la période
pré-IFRS à celle post-IFRS.
76
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
Cash-flow
CFO
Nous incluons les flux de trésorerie comme variable de contrôle
parce que des études antérieures montrent que les modèles de
gestion du résultat basés sur les accruals n’extraient pas
complètement les accruals non discrétionnaires qui sont
corrélés avec la performance de la firme (Frankel et al, 2002;.
Ashbaugh et al, 2003). On s’attend donc à une relation négative
entre cette variable et la gestion du résultat. La plupart des
études impliquant la gestion du résultat ont inséré cette variable
dans leur modèle (Chung et Kallapur, 2003 ; Larcker et
Richardson, 2004). La mesure correspond au cash-flow
d’opération ajusté par la taille de l’entreprise (total actif).
(+)
CFO
Total Actif
Disponible sur
Compustat
Fundamental
annual :
AT - Assets – Total
OANCF -
Operating
Activities Net Cash
Flow.
Les secteurs
litigieux.
Il s’agit de tenir compte des secteurs dits litigieux, qui pourraient
avoir une tendance moins prononcée à gérer ses résultats. Ils ont
(+)
1 si la société
appartient aux
Disponible sur
Compustat
77
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
LITIGE
été définis par Francis et al. (1994). Il s’agit donc des firmes avec
les codes SIC : 2833-2836 (secteur médical), 3570-3577
(informatique), 3600-3674 (électrique), 5200-5961(secteur du
détail) et 7371-7379 (programmation informatique). On s’attend
donc à une relation positive entre cette variable et la gestion du
résultat. Plusieurs études l’avaient utilisé comme variable de
contrôle (Ashbaugh et al., 2003 ; Michael et al, 2006;
Bloomfield et Shackman, 2008). L’indicateur correspond à 1 si
la société appartient aux secteurs définis et 0 sinon.
secteurs définis,
0
Sinon
Fundamental
annual:
CODES SIC
Les entreprise
cotées aux Etats-
unis
USA
La variable permet de tenir compte des entreprises Canadiennes
cotées aux Etats-unis. Bédard et Courteau (2014).
( ? )
la variable
prend la valeur 1
lorsque
l’entreprise est
cotée sur le
marché
étatsunien et 0
sinon..
78
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
performance
financière de la
société
PERFORMANCE
Plusieurs études suggèrent d’intégrer le ratio d’excédent brut
d’exploitation sur total actif, afin de capturer et contrôler la
performance financière de l’entreprise. Les entreprises moins
performantes étant davantage tentées à gérer leurs résultats
(LeMaux, 2010). Toutefois, la nature de la relation entre cette
variable et la gestion du résultat est incertaine (Habib et Islam,
2007 ; Choi et Lee, 2009). L’indicateur correspond au rapport
entre le résultat d’exploitation (EBIT) et le total actif.
(-)
EBIT
Total Actif
Compustat
Fundamental
annual:
AT - Assets – Total
EBITDA --
Earnings Before
Interest.
Industrie
SIC
le niveau d’accrual peut varier d’un secteur à l’autre. Pour les
études américaines, la discrimination s’est portée sur les codes
SIC à 2 chiffres. Ici, nous considérons les SIC à un chiffre, car
les secteurs canadiens sont de petite taille. Il s’agit ici d’une
variable de classification elle prend les valeurs du SIC.
(
Variable de
classification
elle prend les
valeurs du SIC
Disponible sur
Compustat
Fundamental
annual :
Standard Industrie
Classification.
79
ANNEXE (A3) : VARIABLES DE CONTROLE
Variable Justification
Signe
Indicateur
cueillette et
référence
Année Fiscale
FISCAL_YEAR
Notre étude couvre plusieurs années fiscales. D’où l’intérêt de
contrôler d’éventuelles différences d’une année à l’autre.
L’indicateur est une variable de classification qui prend les
valeurs de l’année fiscale (2004 à 2011). C’est-à-dire les 8
années de l’analyse.
Variable de
Classification
2004,2005,…20
11
Disponible sur
Compustat
Fundamental
annual:
Fiscal_year
80
ANNEXE B : relation entre les indicateurs
LES TYPES
D’INDICATEURS
FEERATIO :
(NAF/AF) (NAF/TOTFEE)
TAXFEES RATIO
TAX/TOTAL
LnNAS ou NAS/ TA TOTFEE
Jones (1991) Jones
Modifié : (Deshow et
al., 1995).
USA /(+) Frankel et al (2002).
USA /(+) Ashbaugh et al. (2003).
USA /( -)Kevin .K et al (2012).
USA/ ( ) Larcker et Richardson
(2004).
USA /( ) Koh, Rajgopal et
Srinivasan (2009).
UK/ (+) Reynolds et al. (2004).
UK /(+) Michael .J. et al (2006).
UK/ (-) Antle et al. (2002).
Australie / ( ) Coulton et al.
(2007).
Australie/ ( ) Ruddock, C. et
Taylor, S. (2005)/
Suède / (-) Tobias Svanstrom
(2012).
France / ( ) LE Maux (2010).
USA/ ( -) (service SI)
Kevin .K et al (2012)/
1980
UK/ (+ ) Ferguson. et al
(2004).
Nouvelle Zélande / (+)
Cahan,et al (2008).
Suède /(-) (entreprises
privés) Tobias
Svanstrom (2012).
USA/ ( ) Chung, H. et
Kallapur, S. (2003).
UK/(+) Michael .J. et al
(2006).
Australie /(+)Ruddock, C. et
Taylor, S. (2005).
81
LES TYPES
D’INDICATEURS
FEERATIO :
(NAF/AF) (NAF/TOTFEE)
TAXFEES RATIO
TAX/TOTAL
LnNAS ou NAS/ TA TOTFEE
Performance
Matched
USA/ ( ) DeFond et al. (2002).
USA/ ( agressive ) Ashbaugh et al.
(2003).
USA / ( ) Chung et Kallapur
(2003).
USA/ ( ) Larcker et Richardson
(2004).
USA/ ( ) Dee et al. (2006).
Bangladesh/ ( ) Habib et Islam
(2007).
Taiwan/ ( ) Hsihui Chang et al
(2013).
France/ ( ) LE Maux (2010).
Espagne/ ( ) Pedro et
Momparle (2011).
USA ( )/ Ashbaugh et al.
(2003).
Bangladesh/ ( ) Habib et
Islam (2007).
Bangladesh /( ) Habib et
Islam (2007).
Earning conservatism USA/ (-) Cahan et Zhang (2006).
Australie / ( ) Ruddock, C.et al
(2006).
USA/ (+) Hua-Wei H.
et al (2007). seulement
si les honoraires sont
très élevés).
USA/(+) Krishnan et al
(2010)
Australie/ (-) Ruddock,
C., Taylor, S. et Taylor,
S. (2004). => pour les
big6)
82
LES TYPES
D’INDICATEURS
FEERATIO :
(NAF/AF) (NAF/TOTFEE)
TAXFEES RATIO
TAX/TOTAL
LnNAS ou NAS/ TA TOTFEE
Earning Increasing USA/ (+) Dee et al (2006). (pour
les grands clients alors que pour les
petites c’est plus la baisse de
résultat)
USA/ ( ) Dee et al
(2006).
Restatement USA/ (-) Kinney et al (2004).
USA ( ) Agrawal et Chada (2005)
USA/ ( ) Bloomfield et Shackman
(2008)
UK/ (+ ) Michael .J. et al (2006)
USA/ (-) Kinney et al.,
(2004).
UK /(+ ) Michael .J. et al
(2006).
UK / (+) Michael .J. et al
(2006).
83
