La qualité de l’information financière

Les déterminants du délai d’audit et ses implications en

termes de fiabilité et de pertinence de l’information
financière: un essai de validation dans le contexte
français

Khoufi Nouha, Habib Affes

Doctorante; Finance et méthodes comptables, Université de Sfax, FSEG 3018, Sfax,

Tunisie

Email : nouhakhoufi@yahoo.fr

Laboratoire Gouvernance, Finance et Comptabilité GFC : Lab.gfc@gmail.com

1
Résumé

Dans le contexte actuel de remise en question de la qualité, et donc de l’utilité, de

l’information financière diffusée par les entreprises cotées, la durée d’intervention des
commissaires aux comptes représente une composante majeure du délai d’annonce des
résultats annuels. En effet, un long délai d’intervention constitue un élément de fiabilité des
résultats publiés. Toutefois, une annonce trop tardive des résultats enlève à la pertinence de
l’information financière. Le recours à des données de panel sur un échantillon de 250
observations entreprises-années durant la période allant de 2010 à 2014 examine comment la
réalité du terrain impose aux auditeurs un arbitrage serré entre pertinence qui suppose une
certification et une publication rapide de l’information financière et fiabilité qui suppose un
délai minimal permettant aux auditeurs d’accomplir les diligences requises de la mission. Les
résultats de la recherche n’appuient pas les hypothèses d’efficience associées à la complexité
et au risque de la mission d’audit. Elles semblent privilégier les aspects institutionnels dans
l’explication du délai d’audit.

Mots clés : Délai d’audit, qualité de l’information financière, les pressions politico-
institutionnelles, divulgation des résultats, coûts d’agence,

1. Introduction

L’information ponctuelle est un critère primordial d’une divulgation efficace permettant de

réduire l’asymétrie informationnelle entre les dirigeants et les investisseurs et de réduire, par
conséquent, le niveau d’incertitude associé aux décisions basées sur les informations
comptables et financières (Scott, 1997).

D’une manière généralement admise dans les référentiels normatifs, les auditeurs datent leur
rapport de certification des états financiers en fonction de l’achèvement ou du quasi-
achèvement des travaux de vérification. Le délai d’établissement des rapports d’audit apparaît
ainsi un élément particulièrement déterminant et important quant à son utilité. Ce délai c’est le
temps qui s’écoule entre la date de la clôture de l’exercice et celle de la signature du rapport
d’audit par un professionnel indépendant (Piot, 2006).

A la lumière des enjeux énoncés plus haut, une étude dans le contexte tunisien s’avère
intéressante. En effet, l’environnement économique des entreprises tunisiennes est influencé

2
par la mondialisation qui impose en plus des conditions d’efficacité, de compétitivité et de
qualité, une demande en information additionnelle des investisseurs. Face à cette situation, les
entreprises ont essayé d’améliorer le délai de divulgation des résultats annuels.

Cette étude est motivée d’une part, par l’importance que revêt la date du rapport des
commissaires aux comptes dans le monde entier et surtout dans les pays émergeantes et,
d’autre part, par le manque de travaux qui ont traité ce thème dans le contexte tunisien en
particulier.

La suite de cette recherche sera organisée comme suit : la deuxième section présente les
hypothèses de la recherche à partir d’une revue de la littérature sur les questions du délai
d’audit ou de publication des résultats financiers. La troisième section précise les aspects
méthodologiques (échantillon, variables et traitements statistiques). La quatrième section
synthétisera nos principaux constats empiriques. La cinquième section conclut.

2. Revue de la littérature et élaboration des hypothèses de recherche

2.1. Les caractéristiques liées au processus d’audit

L’étendue des diligences nécessaires à la certification des comptes représente à priori le

principal déterminant du délai d’intervention des auditeurs. Plus l’effort d’audit requis
(qualité de travail généralement exprimée en heures) est important plus le délai d’audit devrait
être long (Piot, 2006).

2.1.1. La complexité de la mission d’audit

La complexité de la mission d’audit légal semble être un des enjeux majeurs à vaincre pour
conserver aux comptes leur crédibilité et leur justification auprès des différentes parties
prenantes, ou encore pour satisfaire l’audience des comptes selon l’expression de
(Demeestere, 2005)1.

Dans une optique patrimoniale de l’audit, la complexité de la mission dépend largement de la

nature des actifs à valider. Ainsi, les firmes dont l’actif comporte une forte proportion de
stocks ou de créances clients nécessitent une attention et des procédures de vérification
particulières étant donné le caractère risqué et manipulable de ces postes. Dans le cas des
stocks, outre l’assistance aux inventaires physiques de fin d’exercice, qui n’est pas en soi un
facteur d’allongement du délai de vérification, il convient pour l’auditeur d’intégrer la

1
Demeestere, R. (2005). Pour une vue pragmatique de la comptabilité. Revue française de gestion : 103-114.

3
complexité du système comptable analytique et d’avoir une bonne connaissance du secteur
d’activité pour valider correctement les coûts unitaires2.

A ce stade, les contrôles de fin d’études peuvent s’avérer fastidieux, particulièrement dans le
cas des sociétés manufacturières dans le cycle de production sophistiqué. Par ailleurs, la
validation des comptes clients impose généralement le déploiement d’un processus de
confirmation directe relativement coûteux en temps.

De ce fait, en se référant aux normes d’audit françaises qui en harmonie avec les normes
internationales en matière de validation des stocks et des comptes clients, nous pouvons
formuler notre première hypothèse de recherche qui est la suivante (Demeestere, 2005) :

H1 : Le poids des stocks et des créances clients dans le total de l’actif affecte
positivement de délai d’audit.

2.1.2. L’opinion émise par l’auditeur

Le rapport d’audit en tant qu’aboutissement du processus global d’audit, constitue l’unique

support de communication dont dispose le commissaire aux comptes pour informer les
utilisateurs des états financiers. A travers son rapport, l’auditeur contribue à la réduction du
déséquilibre informationnel subi par les parties prenantes et participe à l’amélioration de la
communication financière des entreprises (Soltani 1992; Ben Ammar et Vigier
2000).L’auditeur engage sa responsabilité sur son opinion. Pour lui, le risque professionnel est
lié au fait d’émettre une opinion erronée sur les comptes de l’entreprise contrôlée.

Par ailleurs, (Simnett et al. 1995)3 ont analysé sur le marché australien la relation entre la
certification des rapports par les auditeurs externes et les délais légaux de publication, qui sont
tenues de les respecter avec un retard maximum toléré d’un mois. Ils ont donc comparé les
délais de la publication des rapports des entreprises assortis des réserves d’audit avec ceux des
sociétés dont les rapports ne sont pas réservés. Leurs résultats empiriques relèvent que plus les
réserves émises par les auditeurs sont graves, plus les entreprises retardent la diffusion des
rapports annuels, car l’opinion d’audit qualifiée peut entraîner des négociations avec le client
ainsi qu’ un délai de consultation avec les partenaires d’audit plus supérieurs. Cette idée se

2
Seuls Givoly et Palmon(2000) ont utilisé le ratio des stocks au total de l’actif, dont ils rapportent un impact
positif sur le délai d’audit.
3
Simnett et al. (1995), « Audit Qualification and the Timeliness of Corporate Annual Report », The Accounting
Review, 55(4) : 563-577.

4
trouve soutenue par (Bamber et Schoderbek, 1993)4, ils ont trouvés que les résultats annuels
sont publiés en retard de deux semaines en moyenne pour une firme recevant une opinion
d’audit qualifiée que celle avec des rapports d’audit dépourvus des réserves. Dès lors, nous
formulons notre hypothèse (Simnett et al. 1995, Bamber et Schoderbek, 1993) :

H2 : La certification « assortie des réserves » affecte positivement le délai de la remise du

rapport d’audit.

2.1.3. L’endettement financier

La relation entre l’endettement et le délai de remise du rapport d’audit est encore floue et la
littérature propose deux avis différents. Certaines études supposent que le délai de la remise
du rapport d’audit des entreprises les plus endettées est supérieur à celui des entreprises les
moins endettées. En effet, une forte proportion de la dette au total des actifs va augmenter la
probabilité de l’échec de la firme et peut soulever dans l’esprit de l’auditeur des
préoccupations supplémentaires que les états financiers peuvent être moins fiables que la
normale.

Cependant d’autres études ont trouvé que le délai de la remise du rapport d’audit dans les
entreprises les plus endettées est inférieur à celui des entreprises les moins endettées. En effet,
selon Jensen et Meckling (1976)5, les coûts contractuels entres actionnaires et créanciers sont
fonction positive de l’endettement financier de la firme: plus les intérêts des créanciers sont
élevés par rapport aux actifs mis en place de l’entreprise, plus le risque de transferts de
richesses au profit des actionnaires est important et plus le coûts d’opportunité des emprunts
futurs s’accroît. Il est alors possible qu’une diffusion rapide de l’information financière soit
un élément important du processus de contrôle permettant de réduire les coûts contractuels
engendrés par cette source de financement (Abdulla, 1996)6. Dès lors nous formulons notre
hypothèse suivante :

H3 : L’endettement financier est associé négativement sur le délai de la remise du

rapport d’audit.

4
Bamber L.S et Schoderbek M.P. (1993), « Audit Structure and Other Determinants of Audit Report Lag : An
Empirical Analysis », Auditing :A Journal of Practice and Theory,12(1) :1-23.
5
Jenson M.C. et Meckling W. (1976), « Theory of the Firm: Managarial Behavior,Agency Costs and Ownership
Structure »,Journal of Financial Economics,3(4) :305-360.
6
Abdulla J.Y.A. (1996), « The timeliness of Bahraini annual reports », Advances in International Accounting, n°
9, pp. 73-88.

5
2.2. Les pressions au niveau de la divulgation de l’information financière
Le délai d’intervention laissé aux auditeurs doit être raisonnable eu égard des diligences
requises par la mission (Courteau et Zéghal, 1999)7. Or, une divulgation rapide des résultats
est nécessaire pour préserver le contenu informatif et la pertinence de l’information financière
transmit aux partenaires externes de la firme. Dès lors, diverses contraintes, pressions ou
motivations sont susceptibles d’influencer, le plus souvent à la baisse, le délai imparti aux
auditeurs pour formuler leurs opinions. Sont considérés successivement la demande externe
d’information financière, l’endettement financier du client, la taille de la firme et la nature de
la nouvelle information.

2.2.1. La demande externe d’information financière : coûts d’agence

L’intérêt de diffuser rapidement l’information financière va de paire avec l’importance qu’a
cette information dans les relations entre la firme et ses partenaires. La théorie politico-
contractuelle énonce que la diffusion d’une information financière de qualité sert un objectif
de minimiser des coûts d’agence et des coûts engendrés par la visibilité politique de la firme
Watts et Zimmerman, (1986)8. S’agissant de maximiser la valeur de marché des fonds
propres, les firmes dont le capital est fortement dispersé subissent une pression plus
importante pour diffuser rapidement leurs résultats financiers que celles dont le capital est
concentré entre les mains des dirigeants ou de quelques actionnaires importants. Cependant, la
valeur informative de l’information comptable est très limitée pour ceux qui de fait de leurs
participation aux organes de surveillance jouissant d’un accès privilégié à l’information. En
d’autres termes, la dispersion de l’actionnariat devrait inciter les firmes à diffuser plus
rapidement leurs résultats financiers, et donc à faire pression auprès de leurs auditeurs pour
qu’ils délivrent leur opinion plus tôt. Inversement, il devrait exister une relation positive entre
la concentration de l’actionnariat et le délai d’audit. A ce propos, à partir de la revue de la
littérature nous pouvons conclure notre hypothèse de recherche qui est la suivante Leventis.
Et Caramanis, 2005 :

H4 : La concentration de l’actionnariat a un effet positif sur le délai d’audit.

2.2.2. La taille de la firme

7
Courteau et Zéghal (1999) « Timeliness of Annual Reports: An International Comparison», Accounting
Enquiries, 9(1):47-100.
8
Watts R.L.et Zimmerman J.L.1986: Positive accounting theory, Englewood Cliffs, Prentice Hall.

6
La taille d’une entreprise et le degré d’attention porté à ses affaires par les organismes
publics, les syndicats, les investisseurs et l’ensemble des autres partenaires sont
invariablement liés (Ireland, (2003)9. C’est ainsi, la plupart des études antérieures ont trouvé
une association négative entre le délai d’audit et la taille de l’entreprise .En effet, L’étude de
Krishnan (2008) teste la relation entre la ponctualité de l’information (en retard, précoce et
dans les délais) et l’annonce des résultats annuels, ils ont trouvé que, plus la taille de la société
est importante, plus le délai de la publication est court, D’après ces auteurs, l’amélioration des
délais de publication peut être attribuée à divers facteurs, parmi lesquels: recours à
l’informatique dans l’évaluation du système du contrôle interne, régularité et permanence du
contrôle de l’auditeur en cours d’année, demande des marchés de capitaux.

Les grandes structures sont généralement reconnues par leur capacité à mettre en place des
systèmes de contrôle interne et d’information efficients, et à générer des économies d’échelle
relativement au coût du processus de reddition des comptes (Bamber L.S, 1993).

Cette visibilité entraine une pression et des coûts politiques que les dirigeants peuvent
chercher à limiter par une diffusion rapide des résultats financiers. Nous formulons une
hypothèse dans ce sens qui est la suivante (Bamber L.S, 1993 ; Behn et Searcy, 2006) :

H5 : La taille de la firme a un effet négatif sur le délai d’audit

2.2.3. La nature de la nouvelle information

Le fait que les résultats financiers soient bons ou mauvais a largement été considéré dans les
études empiriques visant à expliquer les délais de publication ou d’audit. Dans ce paradigme,
des travaux analytiques avancent que les bonnes nouvelles sont diffusées avant les mauvaises
(Leventis, 2004)10. Toutefois, Piot (2004)11 montre que les coûts de divulgation, peuvent
inciter certaines entreprises à limiter la mise sur le marché de bonnes nouvelles. Il propose
deux explications. D’une part, les dirigeants cherchent à manipuler le résultat, ce qui accroît la
période de négociation avec les auditeurs et le délai de divulgation. D’autre part, les dirigeants
attendent de connaître les performances de leurs concurrents avant de publier leurs résultats.

Cependant, le résultat déficitaire peut être interprété comme une mauvaise nouvelle qui
décourage les dirigeants à divulguer leurs états financiers tôt. En effet, les entreprises

9
IRELAND J. C. (2003) « An Empirical Investigation of Determinants of Audit Reports in the UK », Journal of
Business Finance and Accounting, n° 30 (7), pp. 975-1015.
10
Leventis S. (2004), « Timeliness of financial reporting applicability of disclosure theories in an emerging
Capital Market »,Accounting and Business Research, 34(1):43-56.
11
Piot C., (2004), « The Existence and independence f Audit Committees in France », Accounting and Business
Research, 30(3):241-254.

7
déficitaires retardent leurs divulgations comptables pour réviser leurs comptes et s’assurer de
la fiabilité de leurs résultats, étant donné que cette information intéresse beaucoup les
investisseurs, et peut être transmise d’une façon rapide de bouche à oreille. En outre, un
résultat déficitaire augmente le risque de l’entreprise, ce qui augmente la prudence de
l’auditeur et l’incite à approfondir son travail pour lutter contre toute poursuite judiciaire
potentielle future.

Plusieurs études empiriques forment également un consensus sur l’existence d’une relation
positive entre le délai d’audit et une situation de perte comptable. Elles suggèrent que le délai
de la remise du rapport d’audit des comptes des entreprises déficitaires est supérieur à celui
des entreprises bénéficiaires. En effet, les entreprises bénéficiaires essayent d’achever l’audit
de leurs comptes le plutôt possible afin d’accélérer la publication de leurs rapports annuels,
qui peut engendrer une augmentation de la valeur de leurs actions. Par contre, les dirigeants
des entreprises déficitaires passent plus de temps à vérifier les résultats reportés, et à vérifier
s’il y a des revenus non enregistrés, ce qui augmente le délai de la remise du rapport d’audit
(Leventis et Piot 2004). C’est ainsi que, ces études nous permettent d’avancer à l’hypothèse
suivante :

H6 : Les bonnes (mauvaises) nouvelles relativement aux résultats financiers sont

associées à un délai d’audit plus court (long).

2.3. Les capacités des producteurs du service d’audit

L’hypothèse qui suit est associée à l’impact direct qui peut avoir sur le délai d’audit les
capacités des producteurs du service d’audit. Il convient toutefois de garder à l’esprit que ces
capacités peuvent trouver une origine causale dans les stratégies managériales de la société
auditée (Piot, 2006). En effet, les dirigeants étant les principales parties prenantes dans le
choix du cabinet d’audit.

2.3.1. La taille du cabinet d’audit

Les grands cabinets d’audit sont plus susceptibles à réduire le délai d’établissement des
rapports d’audit. Ceci peut être expliqué par le fait que ces cabinets disposent des moyens
humains et matériels importants12, et sont parfois les seuls à pouvoir accepter les missions de
certification de grands groupes internationaux. S’ils interviennent de manière efficiente, ils

12
Suite aux regroupements des grands réseaux : les Big 4 sont réputés mobiliser des moyens, des approches et
des standards de qualité homogènes sur une base internationales (Jaggi et Tsui, 1999).

8
sont en mesure de proposer des délais d’audit moindres. Ce résultat appuie ceux de Schwartz
et Soo (1996)13 aux Etats-Unis, de Courteau et Zeghal (1999)14 et de Piot (2006) en France.

Ces derniers ont constaté que le délai de l’établissement des rapports d’audit préparés par des
firmes internationales d’audit est généralement inférieur à celui des rapports préparés par
d’autres cabinets. En effet, les firmes internationales d’audit ont plus de personnel que les
autres firmes et sont plus structurées, efficientes et flexibles dans la planification de leurs
missions Zéghal et ghorbel (2006). Ces dernières essaient de finir leur travail le plutôt
possible pour maintenir leur bonne réputation.

A ce propos, à partir de la revue de la littérature, nous pouvons conclure notre hypothèse de

recherche qui est la suivante (Schwartz et Soo, 1996 ; Courteau et Zeghal ,1999 et Piot 2006) :

H7 : La présence d’un grand cabinet anglo-saxon entraine un délai d’audit plus court.

3. Méthodologie de recherche

Dans la présente étude, notre objectif consiste à évaluer les déterminants de la date de la
remise des rapports d’audit dans les entreprises cotées en mettant en évidence la réalité du
terrain qui impose un compromis entre fiabilité et pertinence de l’information financière de la
part des dirigeants ainsi que les auditeurs.

3.1. Présentation de l’échantillon

Notre échantillon de base est constitué de 50 entreprises françaises cotées. En effet nous
avons exclu toutes les sociétés appartenant au secteur financier tel que les banques, les
institutions financières et les compagnies d’assurance. Notre échantillon est composé
essentiellement des sociétés non financières.

Le tableau suivant présente la procédure de la sélection de l’échantillon final :

Tableau 1 : Procédure de la sélection de l’échantillon final

Echantillon Entreprises cotées

Echantillon de départ 75

Les banques, les assurances, les sociétés de leasing 22

13
Schwartz K.B. et Soo B.S (1996), « The Association between Auditor Changes and Reporting Lags »,
Contemporary Accounting Research, 13(1) :353-370.
14
Courteau L. et Zéghal D. (1999), « Timeliness of Annual Reports : An international Comparison »,
Accounting Enquiries,9(1) :47-100.

9
Les entreprises dont les informations ne sont pas 3
disponibles

Echantillon final 50

Il est à noter que notre échantillon est considéré comme échantillon de panel car on dispose
des informations concernant ces 50 sociétés sur la période 2010 à 2014.

Les données relatives aux sociétés cotées sont collectés à partir les états financiers publiés aux
bulletins officiels et/ou à partir des prospectus d’émission disponibles au conseil de l’autorité
des marchés financiers (AMF) pour la période concernée.
3.2. Définition et mesure des variables

Les variables à définir renferment une variable endogène (variable à expliquer) et un

ensemble de variables exogènes (variables explicatives).

3.2.1. Mesure de la variable dépendante : Délai d’audit

La variable dépendante correspond au délai d’audit (Delai), c’est à dire au nombre de jours
calendaires compris entre la date de clôture et la date de la signature du rapport général des
commissaires aux comptes sur les états financiers (Courteau et Zéghal, 1999). Une différence
est calculée pour toutes les sociétés de l’échantillon sur la période de l’étude 2010-2014,
représentée par la formule suivante :

rdi,t = DSi,t - DCi,t

Où,

rdi,t ,: le délai d’établissement du rapport du commissaire aux comptes en nombre des jours
pour chaque société i et pour chaque année t,

DSi,t : la date de la signature du rapport du commissaire aux comptes pour chaque société i et
pour chaque année t,

DCi,t : la date de la clôture de l’exercice pour chaque société i et pour chaque année t.

10
3.2.2. Mesure des variables indépendantes

Tableau 2. Mesures utilisées pour les variables explicatives et relations anticipées

avec le délai d’audit

Hypothèse Variable Mesure Signe

Attendu

Variables associées au processus d’audit

Ratio des stocks et

Créances clients
(valeurs brutes) au
H1 Stock-Crea (+)
total de l’actif
(Givoly et Palmon,
1982).

Variable binaire
codée 1 si l’opinion
H2 OPAU d’audit est avec (+)
réserve, et 0 si non
(Abott et al. 2003).

Ratio d’endettement :
Dettes financières
H3 End (-)
/Total actif (Jenson et
Meckling, 1976)

Variables associées aux pressions au niveau de divulgation de l’information

Concentration de
l’actionnariat :
variable binaire
H4 Concent (+)
codée 1, si
l’actionnariat est
concentrée, et 0 si

11
 non (Leventis et
Caramanis, 2005).

Logarithme total des

H5 Taille actifs de la firme (-)
(Bamber, 1993).

Variable binaire
codée 1, si le résultat
de l’exercice est une
H6 BonNouv (-)
bonne (mauvaise), et
0 si non. . (Piot,
2006).

Variables associées à la production de service d’audit

Variable binaire
codée 1 si l’un des
commissaires aux
H7 Big 4 comptes titulaire est (-)
un Big 4, et 0 si non
(Courteau et Zéghal,
2001).

3.2.3. Présentation du modèle de la recherche

Le modèle qui fera l’objet de notre essai de validation empirique dans le contexte français,
est présenté après transformation logarithmique de la variable dépendante (LnDelai)15 :

LnDelai it = β0 + β1 StockCrea it + β2 OPAU it + β3 End it + β4 Concent it + β5 Taille it + β6

BonNouv it + β7 Big 4 it+ ε it

15
Des résultats qualitativement identiques sont observés avec la mesure « brute » Délai.

12
Avec :

i = 1, 2, 3, 4, 5, 6, 8, 9, 10,……50.

t = 2010, 2011, 2012, 2013, 2014.

β0 : constante

β1 à β7 : paramètres représentatifs du poids relatif de chaque variable exogène sur la variable à

expliquer LnDelai.

εit : le terme d’erreur.

Il s’agit d’un modèle nécessitant l’utilisation d’une série de données de panel. Pour cela nous
avons fait recours aux indices i et t pour les différents variables explicatives et pour la
variable à expliquer. Ces indices correspondent respectivement à l’entreprise et à la période
de l’étude. Les données seront traitées avec le logiciel STATA.

4. Résultats empiriques

A travers l’analyse du contenu des rapports annuels des entreprises françaises cotées, nous
allons procéder dans un premier temps à l’analyse des différents résultats obtenus permettant
de suivre l’évolution du délai moyen d’établissement du rapport par les commissaires comptes
d’une année à l’autre. Par la suite nous allons essayer de discuter concernant les différents
facteurs susceptibles d’influencer ce délai.

4.1. Evolution du délai moyen d’établissement du rapport d’audit

Le délai moyen (DM) d’établissement du rapport du commissaire aux comptes est mesuré
comme le nombre de jours entre la date de la signature de ce rapport et celle de la clôture de
l’exercice pour toutes les sociétés de l’échantillon sur la période de l’étude 2010-2014.

Tableau 3. Délai moyen d’établissement des rapports des CAC en nombre des jours

Années 2010 2011 2012 2013 2014

DM 90 85 94 80 76

Avec

1 k
DM   rd it
N i 1

Graphique : Evolution du délai moyen d’établissement en nombre des jours

13
 100

95

90

85

80

75

70
2006

2007

2008

2009

2010
DM

En observant le graphique on remarque une amélioration considérable du délai de la remise

des rapports des vérificateurs externes, nous avons passé de 90 jours en l’année 2006 à 76
jours en l’année 2010. Ce résultat corrobore ceux de Simnett et al. (1995) en Australie,
Bamber et Schoderbek (1993) aux Etats-Unis, Weetman et Caramanis (2005) en Grec.

Pour les années 2009 et 2010 de notre période de l’étude choisie, nous avons constaté une
amélioration plus significative du délai d’audit. Nous pouvons expliquer ce résultat d’une part
par la conscience à la fois des préparateurs et des vérificateurs des états financiers de respecter
les délais légaux de leurs publications et d’autre part par l’importance de l’adoption de la loi
de la sécurité financière. La dite loi s’est intéressée au renforcement de la politique de la
divulgation financière des sociétés et de leur bonne gouvernance, et au renforcement du rôle
du Conseil du marché financier dans l’exercice de ses missions. En effet, cette amélioration
est considérée comme un signal positif pour les investisseurs, elle augmente la qualité du
rapport d’audit.

A fin d’aboutir à répondre à notre question de recherche, nous allons présenter les résultats
dégagés, procéder aux tests économétriques nécessaires permettant la confirmation ou
l’infirmation des hypothèses de recherche.

14
4.2. Statistiques descriptives du modèle
Tableau 4. Statistiques descriptives (50 entreprises, période 2010-2014)

Variables MAX MIN Moyenne Ecart-type

Ln(Delai) 166 27 85 44,54

StockCrea 44,368 29,738 0,344 12869

OPAU 1 0 0,333 0,452

Taille 28,181 9,293 17,794 2,215

Concent 1 0 0,447 0,226

BonNouv 1 0 0,845 0,491

Big4 1 0 0,465 0,362

A partir des chiffres présentés dans cette statistique descriptive du modèle, il s’avère que
l’information relative au délai d’audit s’établit à 85 jours en moyenne, et varie entre 27 et 166
jours, cette dernière valeur représentant un plafond réglementaire compte tenue des 15 jours
minimum requis entre dépôt des documents financières annuels au siège de la société et la
tenue de l’assemblée générale ordinaire des actionnaires.

Nous constatons des différences significatives au niveau des deux variables explicatives : les
entreprises dont le capital est fortement dispersé ou dont l’un des commissaires aux comptes
est un Big 4, ont des délais d’audit plus courts. En revanche, les délais d’audit sont
significativement plus longs pour les bonnes nouvelles (84 en moyenne). En outre, l’écart
type estimé des deux mesures opinion d’audit et concentration de l’actionnariat, soit
respectivement de (0.333 et 0.447), nous permet de constater que ces deux variables d’intérêts
du modèle varient faiblement à l’intérieur de notre échantillon.

4.3. Outils statistiques utilisés et estimation du modèle

A fin d’entreprendre une démarche économétrique homogène et bien structurée, on juge utile
de vérifier la multicolinéarité entre les variables explicatives. En cas d’absence de problème,
nous pouvons introduire toutes les variables explicatives simultanément au modèle. Par la le

15
test d’homogénéité des constantes est nécessaire pour savoir si l’estimation se fait par la
méthode des moindres carrés ordinaires (MCO) ou bien en utilisant des données de panel.
Ensuite, une étude des effets individuels est menée à travers le test de Hausman. Finalement,
présenter les résultats dégagés à la suite de l’estimation de notre modèle empirique.

4.3.1. Multicolinéarité des variables indépendantes

Avant d’estimer les coefficients de notre modèle, nous devons nous assurer de l’absence de la
multicolinéarité entre les variables explicatives. Pour cela, nous examinons les coefficients de
corrélation de Pearson. Une corrélation est considérée comme importante si le coefficient de
Pearson est supérieur à 0,8.

L’annexe (1) montre que tous les coefficients de corrélation de Pearson, ne dépassent pas 0,8,
donc la corrélation entre variables est acceptable.

4.3.2. Test de spécification

A fin de choisir la méthode d’estimation adaptée, il est nécessaire de distinguer l’effet

fixe de l’effet commun. Ainsi deux cas se présentent :

 L’estimation par MCO, lorsque la probabilité d’acceptation de l’hypothèse nulle

d’égalité des constantes Bi est supérieur à 5% et on parle d’effet commun.
 L’estimation se fait on utilisant des données de panel, lorsque la probabilité
d’acceptation de l’hypothèse nulle est inférieure à 5% et on parle d’effet spécifique.

L’annexe (2) présente les résultats des tests de spécification relatifs à notre modèle.

Les tests d’homogénéité des constantes montre que les « P values (sig) » du modèle est
inférieur au seuil de 5% donc pour ce test on rejette l’hypothèse nulle d’égalité des constantes.
Cela indique qu’il existe un effet spécifique et individuel mesuré à partir les Bi et que
l’estimation de modèle se fait en utilisant les données de panel.

4.3.3. Test de Hausman

Le test de spécification nous a permis de conclure qu’il existe un effet spécifique individuel
pour notre modèle. Ainsi il est important de spécifier les effets individuels.

Pour ce faire, Hausman (1978) propose un test qui permet de décider qu’elle méthode
d’estimation est à préférer. Il sert à discriminer les effets spécifiques fixes et effets
spécifiques aléatoires. Ainsi, deux cas se présentent :

16
  L’estimation se fait par l’estimateur MCG lorsque la probabilité d’acceptation de
l’hypothèse nulle, qui prévoit que l’estimateur MCG est meilleur que l’estimateur
Within, est supérieure à 5%.
 L’estimation se fait par l’estimateur Within lorsque la probabilité d’acceptation de
l’hypothèse nulle, qui prévoit que l’estimateur Within, est inférieure à 5%.

L’annexe (3) présente les résultats des tests des effets individuels montrent que les « P
values » dépassent 5%. Donc on opte pour les modèles à effets aléatoires et l’estimation par
MCG.

4.4. Résultats de l’estimation du modèle

Les résultats d’estimation du modèle récapitulés dans le tableau (5) montrent que :

Contrairement à nos prédictions, le poids des stocks et créances dans le total d’actifs n’a pas
un effet significatif sur le délai d’audit. Le coefficient de la variable Stock-Crea est négatif et
non significatif. Ce résultat semble donc contradictoire avec les constats des auteurs Bamber
at al. (1993), Piot (2006) et vient d’infirmer notre hypothèse 1. Il s’avère qu’empiriquement si
le poids des stocks et créances est reconnus comme déterminant des honoraires d’audit
facturés, cette variable a été peu considérée dans les travaux sur les délais d’audit ou de
publication des résultats.
Concernant l’opinion de l’auditeur, nous pouvons confirmer que l’opinion de l’auditeur n’a
pas un effet significatif sur le délai de la remise des rapports. En effet, le coefficient de la
variable OPAU est positif et non significatif. Notre résultat vient infirmer notre hypothèse 2.
Notre résultat vient confirmer les affirmations de Bamber et Schoderbek (1993) et Simnett et
al. (1995) qui stipulent que les réserves émises par les auditeurs engendrent une diffusion
tardive des rapports.

Néanmoins, on a trouvé que la variable End dispose un signe positif et significatif au seuil de
10% en contradiction à celui attendu théoriquement. Ainsi, l’hypothèse 3 est confirmée. Ceci
confirme les travaux de Carslaw et Kaplan (1991) et Simnett et al. (1995) qui stipulent que
l’endettement est généralement associé à un fort degré de risque de transferts de richesses ce
qui diminue la confiance de l’auditeur envers les comptes de la firme. Cet effet peut nécessiter
des diligences spécifiques et des négociations entre auditeurs et dirigeants, le tout ayant pour
effet de rallonger la durée de la mission. Ainsi, ce résultat infirme les arguments avancés par
la théorie des couts contractuels et la théorie de signal qui affirment que l’endettement
entraine une diffusion rapide de l’information financière.

17
Par ailleurs, les résultats concernant la concentration de l’actionnariat étaient conformes à nos
prédictions. En effet, la dispersion de l’actionnariat est négativement corrélée à la date de la
remise des rapports. Le coefficient de la variable Concent est négatif et significatif au seuil
de 5%. Ceci montre que la dispersion de l’actionnariat favorise une diffusion plus rapide des
résultats financiers. Ainsi notre hypothèse 4 est confirmée. Notre résultat vient confirmer les
affirmations de Courteau et Zeghal (2003) et Piot (2006), qui stipulent que les entreprises
dont le capital est fortement dispersé subissent une pression plus importante pour diffuser
leurs résultats que celles dont le capital est concentré dans les mains des dirigeants.

On outre on constate que la taille de l’entreprise est négativement corrélée avec le délai
d’audit. Le coefficient de la variable Taille est négatif et significatif au seuil de 1%, ceci
montre que l’augmentation de la taille influence le délai d’audit à la baisse. Notre résultat
vient confirmer les résultats de Dyer et Mchugh (1975) qui stipulent une relation négative
entre la taille de l’entreprise et le délai d’audit. Cette conformité à la théorie est attribuée aux
postulats avancés par Jensen et Mickling (1976) : les grandes entreprises sont plus complexes
et subissent par conséquent des coûts politiques et des pressions plus élevés, ainsi que les
dirigeants cherchent à limiter par une diffusion rapide des résultats financiers pour résoudre
ces problèmes.

Contrairement à l’hypothèse H6, les bonnes nouvelles ressortent avec un impact positif et non
significatif sur le délai d’audit, c.à.d. une bonne nouvelle se traduit par un délai d’audit plus
long. Le coefficient de la variable Bon Nouv est positif mais non significatif. Notre résultat
vient confirmer les affirmations de Courteau et Zéghal (1999 et Haw et al. (2003), qui
interprètent cette relation par l’hypothèse des coûts engendrés par une divulgation anticipée,
ou de manière plus pragmatique par un scepticisme des auditeurs face à un résultat en hausse
significative, scepticisme qui serait à la base d’une extension des diligences.

Pour la variable Big 4, elle est significative au seuil de 5% et présente le signe attendu. Le
résultat trouvé confirme donc notre hypothèse 7. Ceci peut être expliqué par le fait que les
grands cabinets d’audit disposent des moyens humains et matériels importants. S’ils
interviennent de manière efficiente, ils sont en mesure de proposer des délais d’audit
moindres. Ce résultat appuie ceux de Weetman et Caramanis (2005) et de Piot (2006). Ces
derniers ont constaté que le délai de l’établissement des rapports d’audit préparés par des
firmes internationales d’audit est généralement inférieur à celui des rapports préparés par
d’autres cabinets d’audit.

Tableau 5. Résultat de l’estimation du modèle

18
LnDelaii,t = β0 + β1 StockCrea it + β2 OPAU it + β3 End it + β4 Concent it + β5 Taille it + β6
BonNouv it + β7 Big 4 it+ εit.

Variables Coefficients Significativité

StockCrea -2, 150 0,740

OPAU 8,032 0,473

End 2,190* 0,096

Taille -7,891*** 0,001

Concent -1,262** 0,029

BonNouv 6,853 0,107

Big4 -3,862** 0,041

Avec : * Coefficient significatif à 10%

**
Coefficient significatif à 5%
***
Coefficient significatif à 1%
5. Conclusion

Notre étude constitue un apport enrichissant à la littérature sur les déterminent de la qualité de
l’information financière, en examinant plus précisément les facteurs explicatifs du délai
d’audit. Cependant, en se basant sur la théorie d’agence, la théorie des coûts politiques et la
théorie de signal, la durée de l’intervention des auditeurs semble influencer, le délai de
divulgation de l’information financière annuelle. En effet, la réalité du terrain impose en
général aux producteurs des états financiers ainsi qu’aux auditeurs, un arbitrage serré entre
pertinence qui suppose une certification rapide de l’information financière, et la fiabilité qui
suppose un délai minimal permettant aux auditeurs d’accomplir leurs diligences requises par
la mission.

L’objectif de notre recherche est d’évaluer empiriquement ce compromis entre fiabilité et

pertinence en mettant en évidence les facteurs susceptibles d’influencer sur le délai d’audit.

A cet effet, notre analyse a portée sur un échantillon de 50 entreprises françaises cotées
s’étalant sur la période de 2010 à 2014.

19
Le délai d’audit est mesuré par le nombre de jours calendaires compris entre la date de clôture
et la date de la signature du rapport général des commissaires aux comptes sur les états
financiers (Courteau et Zéghal, 1999). La vérification empirique des hypothèses avancés en
faisant recours aux données de panel n’a pas permis de les confirmer en totalité.

Ainsi, au terme de notre recherche les résultats indiquent que le poids des stocks et créances
dans le total d’actifs n’a pas un effet significatif sur le délai d’audit. Aussi, l’opinion du
commissaire aux comptes n’a pas d’influence significative sue le délai d’audit. En outre, il
s’avère que la relation entre le caractère bon de la nouvelle et sa publication anticipée n’est
évidente. Par contre, il existe une relation négative et significative entre le délai d’audit et la
taille de l’entreprise, la concentration de son capital et le fait que l’entreprise est auditée par
un grand cabinet d’audit (Big 4).

Globalement, ces constations n’appuient donc pas les hypothèses d’efficience associées à la
complexité et l’opinion d’audit. Elles semblent privilégier les aspects institutionnels dans
l’explication du délai d’audit, qu’ils prennent la forme de pressions contractuels
(l’endettement financier), ou pressions politiques associées à la visibilité (taille) de
l’entreprise. En outre, les importants moyens, à la fois techniques et humains des grands
cabinets internationaux d’audit s’illustrent ici au niveau de la capacité des Big Four à délivrer
leurs opinions plus rapidement que les autres cabinets.

Dans leur plus large majorité, les résultats de cette étude suggèrent que le délai d’audit
observé ne résulte pas d’un équilibre entre contraintes opérationnelles liées à la mission et les
pressions politico-institutionnelles qui s’exercent sur le délai de publication des résultats
financiers. Toutefois, le premier volet se trouve occulté alors que le second volet semble,
quant à lui, peser significativement sur le délai imparti aux commissaires aux comptes pour
délivrer leurs opinions. Cette prédominance des facteurs réglementaires et institutionnels dans
l’organisation des missions d’audit est susceptible d’avoir des répercussions négatives sur la
qualité des diligences accomplies.

20
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22
ANNEXES

Annexe (1)

Annexe 1 Coefficient de corrélation de Pearson entre variables indépendantes

StockCrea OPAU Concent End Taille BonNouv Big4

StockCrea 1,00 0,04 -0,17 0,00 0,22 -0,42 0,08
OPAU 0,04 1,00 -0,15 -0,15 0,06 0,03 -0,04
Concent -0,17 -0,15 1,00 -0,08 -0,05 -0,12 -0,08
End 0,00 -0,15 -0,08 1,00 0,08 -0,02 0,06
Taille 0,22 0,06 -0,05 0,08 1,00 -0,30 -0,02
BonNouv -0,42 0,03 -0,12 -0,02 -0,30 1,00 -0,05
Big 4 0,08 -0,04 -0,08 0,06 -0,02 -0,05 1,00
Annexe (2)

Test de spécification de modèle

Valeurs de la Sig* Conclusion Type de l’effet

statistique de
Fisher
4,43 0,000 Rejeter Effet spécifique
l’hypothèse
nulle d’égalité
des constantes
Avec :

23
*Sig : probabilité de l’hypothèse nulle d’égalité des constantes

Annexe (3)

Test des effets individuels du modèle

Test d’Hausman 2,25

P-value 0,217
Modèle de spécification Modèle à effet aléatoire
Estimateur MCG

24