# Impact de l'audit externe sur la qualité du résultat comptable :
cas des entreprises tunisiennes cotées

# Impact of the external audit on the earning quality: Case of Tunisian firms

Abdelwahed Omri, Faten Hakim Ghorbel et Fatma Triki Baklouti

Volume 6, numéro 2, 2009

URI : https://id.erudit.org/iderudit/1039079ar

DOI : https://doi.org/10.7202/1039079ar

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Centre d'études en gouvernance de l'Université d'Ottawa

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1912-0362 (numérique)

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## Citer cet article

Omri, A., Ghorbel, F. H. & Baklouti, F. T. (2009). Impact de l'audit externe sur la qualité du résultat comptable : cas des entreprises tunisiennes cotées. *Revue Gouvernance / Governance Review*, 6(2). https://doi.org/10.7202/1039079ar

## Résumé de l'article

Cet article vise à examiner l'importance du rôle de contrôle exercé par l'audit externe sur la fiabilité des états financiers dans les entreprises tunisiennes cotées. Plus précisément, nous étudions l'impact de la qualité de l'auditeur externe sur la qualité du résultat comptable. Nous avons choisi la qualité des accruals et la pertinence comme mesure de la qualité du résultat comptable. À partir d'un échantillon de 108 observations sur la période 2000-2005, nos résultats confirment l'hypothèse selon laquelle les « BIG » et le secteur de spécialisation de l'auditeur améliore la qualité du résultat comptable. Les résultats montrent aussi l'existence d'une association significativement positive entre la durée de la relation d'audit et la qualité du résultat comptable.
# Impact de l'audit externe sur la qualité du résultat comptable : Cas des entreprises tunisiennes cotées

Par Abdelwahed Omri, Faten Hakim Ghorbel et Fatma Triki Baklouti

Cet article vise à examiner l'importance du rôle de contrôle exercé par l'audit externe sur la fiabilité des états financiers dans les entreprises tunisiennes cotées. Plus précisément, nous étudions l'impact de la qualité de l'auditeur externe sur la qualité du résultat comptable. Nous avons choisi la qualité des accruals et la pertinence comme mesure de la qualité du résultat comptable. À partir d'un échantillon de 108 observations sur la période 2000-2005, nos résultats confirment l'hypothèse selon laquelle les « BIG » et le secteur de spécialisation de l'auditeur améliore la qualité du résultat comptable. Les résultats montrent aussi l'existence d'une association significativement positive entre la durée de la relation d'audit et la qualité du résultat comptable.

# Impact of the external audit on the earning quality: Case of Tunisian firms

by Abdelwahed Omri, Faten Hakim Ghorbel et Fatma Triki Baklouti

The purpose of this paper is to examine the impact of the control exerted by the external audit on the reliability of the financial statements in Tunisian-listed firms. More specifically, we study the quality of the external audit on the accounting earnings quality. We choose the accruals quality and the value relevance like measures of accounting earnings quality. Results based on a sample of 108 firms over the period 2000-2005 suggest that the “BIG” and the sector of specialization of the auditor improve the quality of the accounting earnings. We find also a statistically significant positive relationship between the auditor industry specialist tenure and the earnings quality.

## Introduction

En tant que mécanisme de gouvernance, l'audit externe a pour principal objectif de garantir la fiabilité des données comptables diffusées (O'Sullivan et Diacon, 1999; Yeoh et Jubb, 2001). Il contribue par la même à atténuer l'asymétrie d'information sous-tendant la relation entre les gestionnaires et les actionnaires ou les tiers contractants. En garantissant l'image fidèle des informations financières communiquées, l'audit semble constituer un facteur clé permettant aux différents partenaires de prendre leurs décisions propres. Etant donné son importance pour la prise de décision, les différents utilisateurs des états financiers ont besoin d'être sécurisés quant à la qualité de cet audit.

Cependant, Les scandales financiers récents témoignent de différentes formes de problèmes d'imperfection des structures de gouvernance et ont mis en évidence le rôle des auditeurs. Ainsi, Labelle et Piot (2003) passent en revue les conséquences du scandale Enron sur le processus de normalisation nord-américain en comptabilité et en vérification. Ils confrontent ces faits avec la recherche empirique portant sur le lien négatif entre la qualité du bénéfice comptable, mesuré par la gestion de résultat, et la renommée du vérificateur. Ainsi, ils notent
une contradiction entre les faits et les résultats de la recherche. Le fait que les grands cabinets (Andersen, KPMG, ...) aient étaient blâmé lors des scandales financiers ne concordent pas avec les résultats des études qui montrent que les grands cabinets d'audit sont plus susceptibles de produire des états financiers moins frauduleux.

Les recherches qui s'intéressent au rôle joué par l'audit externe dans l'amélioration de la qualité des informations financières publiées sont généralement indirectes et visent seulement des cas extrêmes de fraude et de gestion de résultats (Francis, Hall et Wang, 1999; Le maux, 2007; Piot, 2004). Ainsi, très peu d'études se sont intéressées à explorer la relation entre l'audit externe et la qualité du résultat comptable communiquée par les entreprises (Defond et Subramanyam, 1998; Francis Hall et Wang, 2006; Jenkins, Kane et Velury, 2006; Hamilton, Ruddock, Stokes et Taylor, 2005; Mayangsari, 2007). La plupart de ces études utilisent les accruals discrétionnaires comme une mesure de la qualité du résultat comptable, argumentant du fait que c'est une mesure directe de la gestion de résultat (Becker et al., 1998), qui est un facteur déterminant de la qualité du résultat (Frankel, Johnson et Nelson, 2002). D'autres utilisent le ratio de la pertinence du résultat comptable (Earnings Response Coefficients) et la capacité des revenus de prévoir les Cash-flows futurs (Gramling et Stone, 2001).

À la lumière de ce qui précède, il faut répondre à la problématique suivante : « Est-ce que l'audit externe permet d'améliorer la qualité du résultat comptables des entreprises? ».

Notre objectif consiste alors à étudier dans quelle mesure la qualité de l'information divulguée, et plus précisément le résultat comptable, est tributaire de l'efficacité de l'audit externe. Ainsi, nous proposons la qualité des accruals et la pertinence du résultat comptable comme mesure de la qualité du résultat comptable. Nous allons s'intéresser aux résultats comptables puisqu'ils constituent, selon plusieurs auteurs, la première source d'information (Biddle, Seow et Sigel, 1995). En effet, Francis, Lafond et Olsson (2003) et Lui, Nissim et Thomas (2002) ont montré que les investisseurs se basent sur les résultats comptables plus que sur d'autres mesure de performance (tel que les dividendes, les cash-flows ...). En plus, les résultats de diverses études indiquent que les dirigeants considèrent les résultats comme une mesure clé évaluée par les investisseurs et les analystes (Graham, Harvey et Rajgopal, 2003). Ce papier sera agencé comme suit : tout d'abord, nous tentons d'élaborer à partir de la littérature antérieure et des caractéristiques contextuelles de l'environnement d'audit tunisien des assises théoriques à la relation entre la qualité d'audit et la qualité du résultat comptable (2). Ensuite, nous présentons et analysons les principaux résultats relatifs à chacune des relations prévues et à l'effet d'autres facteurs de contrôle exogènes (3).

# Audit externe et qualité du résultat comptable : cadre conceptuel

## La réglementation de l'audit en Tunisie

L'audit des comptes est un système de contrôle des états financiers produits par les dirigeants de l'entreprise afin que le soupçon d'opportunisme sur les comptes soit levé grâce aux travaux de vérification de l'auditeur. Ce dernier sert de contrepouvoir à tout comportement opportuniste et intéressé des dirigeants. La profession d'audit externe a toujours cherché à instituer un cadre organisationnel du secteur qui permet de satisfaire les besoins de qualité exigés par les différents intervenants dans la vie socio-économique de la firme. En Tunisie, la fonction du commissariat aux comptes a été instaurée et réglementée par le code de commerce de 1959¹. De même, la profession comptable est contrôlée par un organisme relevant de la

<footnote n="1">¹ La loi n°2000-93 du 3 novembre 2000 portant promulgation du code des sociétés commerciales.</footnote>
tutelle du ministère des finances à savoir l'Ordre des Experts Comptables de Tunisie<fnref n="2" />. En restant dans une vision réglementaire, il existe une nette distinction, en Tunisie, entre commissaire aux comptes et expert-comptable. Cette distinction découle de la nature juridique de la profession : organe légal ou organe contractuel. En fait, l'expert-comptable est uni à la société par un lien contractuel, dans la mesure où ses missions s'exercent sous l'initiative de l'entreprise elle-même. Ces missions, en plus de l'établissement et de la certification des comptes, peuvent correspondre à des audits d'évaluation, des audits de contrôle interne, des audits de contrats, ou encore l'audit des budgets et des prévisions. Par contre, le commissaire aux comptes, en assurant une fonction de contrôle des comptes, exerce une fonction strictement définie par la loi, ce qui lui confère une responsabilité plus étendue. Cette distinction entre commissaire aux comptes et expert-comptable n'existe pas dans des pays anglo-saxons tels que les Etats-Unis (dans ces pays l'audit contractuel qui est plus répandu que l'audit légal).

Ainsi, le commissaire aux comptes (CAC) qui peut être une personne physique ou une personne morale, est un professionnel investi d'une mission légale de certification des comptes en conformité aux dispositions légales et réglementaires en vigueur<fnref n="3" />. Il(s) intervient (interviennent) obligatoirement et de manière systématique dans les sociétés anonymes qui font ou pas appel public à l'épargne (article 263 du CSC). Le CAC est obligatoirement désigné dans les sociétés à responsabilité limitée, les sociétés unipersonnelles à responsabilité limitée et les autres sociétés commerciales; sous réserves de remplir certaines conditions fixées par le CSC<fnref n="4" />. Le même code prévoit aussi la désignation obligatoire du CAC dans toutes les sociétés commerciales quelle que soit leur forme. Les commissaires aux comptes sont nommés par les actionnaires pour un mandat d'une durée de trois années renouvelables par tacite reconduction. Et, pour préserver l'indépendance morale ou 'psychologique' du commissaire aux comptes, le code des sociétés commerciale a prévu une interdiction formelle et explicite à l'assemblée générale, de révoquer le commissaire aux comptes avant l'expiration de la durée du mandat, sauf s'il est établi qu'il a commis une faute grave dans l'exercice de ses fonctions. Cette situation est bien différente du contexte américain où les auditeurs sont renouvelés chaque année. Cette durée de mandat longue permet d'assurer une stabilité et de sortir la relation d'audit d'une relation dans laquelle la négociation du renouvellement de la relation d'affaires, peut venir chaque année influer sur l'indépendance des auditeurs. Ainsi, les fonctions du CAC sont interdites aux administrateurs, membres du directoire, apporteurs en nature et tous leurs parents et alliés jusqu'au quatrième degré inclusivement. Le CSC ajoute explicitement à ces interdictions les conjoints des personnes visées en vue de renforcer davantage l'indépendance du CAC. De même, les dispositions du même code précité interdisent au CAC de percevoir une rémunération quelconque autre que celle prévue par la loi, ni de bénéficier d'aucun avantage par convention, d'accepter un mandat d'administrateur ou de membre de directoire des sociétés qu'il contrôle pendant les cinq années qui suivent la cessation de ses fonctions, et de recevoir un salaire ou une rémunération des administrateurs du membre du directoire, des entreprises possédant le

<footnote n="2">² Ce n'est qu'en 1982 que la première loi portant réglementation de la profession d'expert-comptable et instituant l'Ordre des Experts-Comptables de Tunisie (OECT), a vu le jour.</footnote>

<footnote n="3">³ Elles englobent les dispositions du code des sociétés commerciales, du code de travail, du code de l'Impôt sur le Revenu des Personnes Physiques et de l'Impôt sur les Sociétés (IRPP/IS), du système comptable des entreprises tunisiennes ainsi que des normes de la profession.</footnote>

<footnote n="4">⁴ Pour les SARL et les SUARL, la désignation d'un auditeur devient obligatoire si leur capital social excède ou est égal à vingt milles dinars tunisiens, si cette nomination est demandée par un ou plusieurs associés représentant le dixième ou le cinquième du capital social selon le cas, et, si elle est prévue par les statuts (articles 123 et 124 du CSC).</footnote>
dixième du capital de la société auditée et des entreprises dans lesquelles la société possède au moins le dixième du capital.

## Cadre théorique et recherches antérieures

Dans le cadre de la théorie de l'agence, la relation entre les dirigeants et les actionnaires est une relation conflictuelle. La séparation des fonctions de propriété et de contrôle engendre des conflits d'agence qui se concrétisent, dans un contexte d'asymétrie informationnelle, par un comportement opportuniste de la part des dirigeants. En effet, le besoin des actionnaires de contrôler les dirigeants de la firme est en relation positive avec la complexité de l'organisation. Cette dernière s'explique par un nombre de plus en plus important de niveaux hiérarchiques et des niveaux de responsabilité différents, ce qui constitue une limite pour les actionnaires de contrôler les activités des gestionnaires.

Devant cette complexité de l'organisation et de la diffusion de la fonction de décision, on peut assister à un accroissement des problèmes d'agence et des coûts associés; les propriétaires de la firme se trouvent donc devant la difficulté de contrôler et d'observer les efforts de leurs agents. En profitant de cette asymétrie d'information, les dirigeants peuvent adopter des comportements opportunistes à l'encontre des intérêts des propriétaires tout en cherchant à maximiser leurs propres utilités (Jensen et Meckling, 1992). En tant que mécanisme de gouvernance, La fonction fondamentale de l'audit est de réduire en grande partie l'asymétrie d'information entre les gestionnaires et les actionnaires ou les tiers contractants. En garantissant l'image fidèle des informations financières communiquées, l'audit semble constituer un facteur clé permettant à ces derniers (les contractants) de prendre leurs décisions propres. Etant donné son importance pour la prise de décision, les différents utilisateurs des états financiers ont besoin d'être sécurisés quant à la qualité de cet audit.

L'efficacité de l'audit externe nécessite la réunion de deux attributs fondamentaux qui déterminent la qualité du service : compétence et indépendance de l'auditeur. DeAngelo (1981) définit la qualité par la probabilité jointe, évaluée par le marché, que l'auditeur découvre une anomalie ou irrégularité présente dans les états financiers et la révèle. Cela revient à considérer le produit de deux probabilités: (1) découvrir l'anomalie (la compétence), et (2) révéler l'anomalie sachant qu'elle a été découverte (l'indépendance).

D'une façon générale, l'indépendance et la compétence en tant que composantes constitutives de la qualité de l'audit, ont été contestées par des recherches récentes en démontrant leur vulnérabilité à certains risques courants dans l'entreprise, tels que la sélection adverse et la dépendance envers les dirigeants.

Cependant, la difficulté majeure, pour l'agent extérieur, reste d'évaluer une qualité de l'audit inobservable dans la mesure où les dossiers de travail des vérificateurs sont confidentiels et protégés par le secret professionnel. Il convient alors d'utiliser des substituts et d'évoquer une qualité *apparente*. Divers indicateurs et attributs ont été utilisés dans la littérature comptable<fnref n="5" /> pour apprécier la qualité d'audit, les plus utilisées sont la taille du cabinet corollaire de sa réputation et l'appartenance à un grand réseau international«big four», la spécialisation sectorielle, la rémunération des auditeurs, etc. De nombreuses recherches empiriques ont mis en exergue les attributs multiples liés la qualité de la vérification externe des comptes en particulier au niveau de l'amélioration de la fiabilité de l'information financière publiée. Wallace(1980) a démontré que les actionnaires demandent l'intervention d'un auditeur pour réduire le bruit et les biais dans le processus de communication financière des entreprises. La conclusion de Wallace(1980) a été confirmée ultérieurement par le travail de Kinney et

<footnote n="5">⁵ Voir Sutton, S.G (1991) et Behn B.K. (1997).</footnote>
Martin(1994). A partir de l'observation de 1 500 cas d'audit liés à des erreurs et des irrégularités détectées et corrigées par les auditeurs, les auteurs ont pu conclure que l'intervention d'un auditeur indépendant dans le contrôle des comptes sociaux réduit considérablement les biais au niveau de l'information divulguée.

Choix de l'auditeur et qualité du résultat comptable

Dans la relation entre la nature des auditeurs (appartenant aux réseaux internationaux BIG 4 ou non) et la gestion de résultat, l'effet suivant peut être mis en avant. C'est ce que nous qualifierons d'effet «BIG 4» se base sur la théorie de DeAngelo (1981b) disant que les grands cabinets d'audit «BIG 4» fournissent des services de meilleure qualité car ils disposent de meilleurs infrastructures, d'équipes plus nombreuses et mieux formées, etc. Cet effet «BIG 4» peut également être analysé comme un effet de réputation et d'image qui incite ces cabinets à fournir des prestations de meilleure qualité pour valoriser leur image et leur marque (Anderson et Zeghal, 1994). Cet effet de réputation incite également les entreprises à choisir des cabinets d'audit «BIG 4» pour bénéficier des retombées de cette image et donc renforcer la crédibilité des chiffres comptables produits (Piot, 2003; Veronina et al., 2005). Dans tous les cas, cet effet «BIG 4» suppose l'amélioration de la qualité de la divulgation comptable des entreprises (Pittman et Fortin, 2004), la réduction de l'asymétrie et du comportement opportuniste des dirigeants de l'entreprise. Les études empiriques qui portent sur la relation entre la qualité du résultat comptable et la qualité d'audit ont argué du fait qu'une qualité plus élevée d'audit peut réduire l'incertitude des partenaires de l'entreprise et le bruit perçus dans les résultats communiqués. Francis et Krishnan (1999) ont démontré que les auditeurs des «big six» sont plus conservateurs à l'égard des états financiers produits par les firmes à haut niveau d'accruals. De même, En Grande Bretagne, se situe l'étude de Gore, Pope et Singh (2001). Les auteurs ont trouvé que les grands cabinets d'audit internationaux sont plus conservateurs vis à vis des manipulations comptables.

Taylor (2003) examine l'importance du rôle de contrôle exercé par les «BIG» sur la fiabilité des états financiers dans les entreprises australiennes. Il utilise le niveau de conservatisme comptable comme mesure de la qualité des bénéfices. Il montre alors qu'il n'existe pas de différence significatives au niveau de la qualité du bénéfice comptable des entreprises auditées par les «BIG» et celles auditées par les non «BIG». De plus, Teoh et Wong (1993) montrent une association positive entre les «BIG» et la pertinence du résultat comptable. Ainsi, ils trouvent un plus haut coefficient de la pertinence du résultat pour des clients des auditeurs «BIG 6» que pour des clients de non« BIG 6». Les auteurs soutiennent alors l'hypothèse que l'appartenance des auditeurs à un réseau international est associée à une plus grande qualité de résultat.

Francis Hall et Wang (2006) constatent que la qualité du résultat comptable est plus élevée pour les entreprises auditées par les «BIG» dans les pays qui donnent une protection plus forte pour les investisseurs.

Krishnan (2002) ayant étudié la relation entre la qualité de l'audit et les accruals discrétionnaires, il a conclu que l'association entre le rendement des actions et les accruals discrétionnaires est plus importante pour les firmes auditées par les «BIG six» que pour celles auditées par les non « BIG six ». De plus, il a constaté que les accruals discrétionnaires des clients audités par les «BIG six» ont une plus grande association avec la rentabilité future que ceux des clients audités par les non « BIG six ».

Au Royaume-Uni, Peasnell et al. (2001) observent que les entreprises auditées par les cinq grands cabinets sont moins susceptibles de subir la censure du Financial Reporting Review Panel (groupe d'expert chargé de vérifier et d'examiner l'information financière).
⇒ **Hypothèse 1** : La qualité du résultat comptable est positivement associée à l'appartenance des auditeurs à un réseau international (BIG4).

Spécialisation des auditeurs et qualité du résultat comptable

Le phénomène de la spécialisation sectorielle des cabinets d’audit trouvera un appui auprès des sociétés qui recherchent une qualité différenciée de l’audit. La connaissance du secteur d’activité de l’entreprise à audité devrait être utile à l’évaluation du risque de mission. En apprenant à connaître les activités commerciales de l’entreprise cliente, ses stratégies, ses motivation et son système d’information comptable et en accédant à la connaissance du type de la fréquence des erreurs potentielles et ainsi de suite, les auditeurs évaluent le risque inhérent. La nature, le calendrier et l’étendu des sondages sont déterminés, en partie, par ces évaluation du risque. Dès lors, les cabinets sont susceptibles, en se spécialisant sur certains segments d’activité, de développer des connaissances sectorielles spécifiques (O’Keefe et al., 1994), et de produire une qualité d’audit différenciée.

Des recherches récentes ont ainsi montré que la capacité d'un auditeur a se montré rigoureux et indépendant est apprécier par sa spécialisation sectorielle (DeFond et al., 2000; Schauer, 2002; Krishnan et Yang, 1999; Craswell et al., 1995; Gramling et al., 1999; Jenkins, Kane et Velury, 2006). Ces recherches soutiennent donc une relation linéaire entre la spécialisation des auditeurs et la qualité de leurs services (qualité d'audit). Cette spécialisation est d'autant plus importante qu'elle est perçue par le marché et contribue à la réputation de l'auditeur (Dunn et al., 2004). Ainsi, les firmes spécialisées réalisent des économies de coûts sur leurs missions d'audit et offrent une meilleure qualité d'audit (Hogan et Jeter, 1999). Hammersley (2006) prévoit que les cabinets spécialisés dans un secteur d'activité donné bénéficient d'une expérience considérable et d'investissements importants dans la technologie adaptée à ce secteur particulier. Ils sont donc particulièrement compétents dans ce domaine et sont donc susceptibles d'offrir une qualité de service relativement élevée. De même, Dunn et Mayhew (2004) affirment que la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit améliore la qualité de la divulgation comptable des entreprises, tel que mesuré par le score de la divulgation comptable.

Gramling et al. (1999) prévoient que le recours au service d'un auditeur spécialisé pouvant fournir une assurance quant à la qualité de l'information volontaire. Les auteurs constatent que les entreprises qui sont auditées par un auditeur spécialisé communiquent des informations prévisionnelles sur les cash flows futurs plus crédibles que celles qui sont auditées par un auditeur non spécialisé

Gramling et Stone (2001), ayant étudié la relation entre la qualité du résultat comptable et le secteur de la spécialisation des auditeurs, constatent que les bénéfices des clients des auditeurs spécialisés prévoient des cash-flows futurs plus exactement que ceux des auditeurs non spécialisés. Les auteurs prévoient alors que le secteur de spécialisation améliore la qualité du résultat comptable de leurs audités. En revanche, Lys et Watts (1994) ne trouvent pas de différences significatives entre les spécialistes en industrie et les non spécialistes.

Balsam, Krishnan et Yang (2003) prévoient une relation positive et significatives entre la spécialisation sectorielle des cabinets d’audit et la qualité du bénéfice comptable divulgué par les entreprises, tel que appréciées par la valeur absolu des accruals discrétionnaires et la pertinence du bénéfice comptable. De même, Carcello et Nagy (2004) prévoient une relation négative entre la spécialisation des auditeurs et la présentation des états financiers frauduleux.
Jenkins, Kane et Velury (2006) étudient l'impact de la spécialisation des auditeurs sur la qualité du résultat comptable pendant la fin des années 1990, période marquée par une activité extraordinaire du marché boursier et de la diminution de la qualité du bénéfice communiquée par les entreprises. Les auteurs vérifient si la spécialisation des auditeurs était efficace en refoulant un tel déclin. Donc les auteurs comparent les accruals discrétionnaires et le coefficient de la pertinence du résultat comptable entre les deux périodes : 1990-1996 et 1997-1999. Ils suggèrent une diminution globale de qualité du résultat à travers les périodes. De plus, l'ampleur des accruals discrétionnaires et la diminution du coefficient de la pertinence du résultat comptable s'avèrent sensiblement plus petits pour les clients des auditeurs spécialistes. De plus, Mayangsari (2007), ayant étudié la relation entre la durée de la relation d'audit et la qualité du résultat comptable, a introduit dans son modèle la variable spécialisation comme mesure de la qualité d'audit, il trouve une relation positive et significative entre le secteur de spécialisation et la qualité du résultat comptable.

Hypothèse 2 : La qualité du résultat comptable est positivement associée à la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit.

Durée de la relation d'audit et qualité du résultat comptable

La durée du mandat est la période pendant laquelle est maintenue la relation entre une société et ses vérificateurs de comptes. Les autorités de réglementation et les organismes de normalisations préissent qu'une association trop longue entre l'auditeur et son client risque de porter atteinte à l'indépendance de l'auditeur. En effet, des liens personnels peuvent se développer entre les parties ainsi qu'une familiarité pouvant conduire à une vigilance moins grande de la part de l'auditeur et même à une attitude obligeante de ce dernier envers les dirigeants de l'entreprise auditée. Knapp (1991) constate que la probabilité qu'un auditeur détecte une anomalie augmente au cours de ses premières années de son mandat et diminue ensuite graduellement pour atteindre son plus bas niveau après 20 ans de service. Cependant, Raghumandan (2002) constatent que la probabilité d'émettre un rapport d'audit avec réserve sur la continuité d'exploitation augmente avec l'ancienneté du mandat de l'auditeur.

Dans l'étude de la relation entre la durée de la relation d'audit et la qualité du résultat comptable, Hamilton, Ruddock, Stokes et Taylor (2005) prévoient que les entreprises qui procèdent au changement de leurs auditeurs ont un bénéfice plus conservateur. A contrario, Chen, Lin et Lin (2007) constatent que la durée de la relation d'audit améliore la qualité du bénéfice comptable. De même, Mayangsari (2006) suggère que l'ancienneté du mandat de l'auditeur affecte positivement la perception des investisseurs sur la qualité du résultat publié.

Dans une étude récente, Mayangsari (2007) montre que la rotation obligatoire imposé par la législation admet un impact négatif sur la qualité du résultat. Dans le même cadre, Hackenbrack et le Hogan (2002) argumentent que la publication de la raison de changement de l'auditeur externe constitue un signal sur la précision du résultat comptable. Les auteurs constatent aussi que le changement de l'auditeur provoque un changement dans le ratio de la pertinence du résultat.

Hypothèse 3a : La qualité du résultat comptable est positivement associée à la durée de la relation d'audit.

Almutairi, Dunn et Skantz (2006), ayant étudié l'impact de la durée de la relation d'audit et la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit sur le problème d'asymétrie d'information, prévoient que la durée de la relation d'audit augmente ce problème. De même, le problème
d'asymétrie d'information est plus élevé avec la tenure d'un auditeur non spécialisé. Ainsi, les auteurs constatent que la durée de la relation augmente l'asymétrie d'information. Cependant, la durée de la relation d'audit des spécialistes améliore cette relation.

⇒ **Hypothèse 3b :** La qualité du résultat comptable est positivement associée à la durée de la relation d'audit des spécialistes.

# Analyse empirique de l'impact de l'audit externe sur la qualité du résultat comptable

## Echantillon

Pour les fins de notre étude empirique, nous avons constitué un panel de 20 entreprises tunisiennes cotées à la Bourse des Valeurs Mobilières de Tunis (BVMT). Ce nombre est limité à cause de l'exclusion des entreprises du secteur financier en raison de la spécificité de leurs données financières. Nous allons observer ces entreprises sur la période s'étalant de 2000 jusqu'à 2005. Les données relatives au choix de l'auditeur externe et à la durée de la relation d'audit sont collectées manuellement à partir des documents de référence ou des rapports annuels des sociétés, disponibles sur le site Internet de la Bourse des Valeurs Mobilière de Tunis (BVMT), du Conseil de Marché Financier (CMF). Les données la spécialisation sectorielle des auditeurs sont collectées par le biais d'un questionnaire de recherche administré aux experts comptables.

## Présentation du modèle de l'étude

Pour tester nos hypothèses de recherche nous appliquons une méthodologie statistique mettant en œuvre une régression linéaire entre la variable à expliquer : la qualité des accruals et les différentes variables traduisant nos hypothèses de façon opérationnelle. La forme du modèle testé est la suivante :

$$QR_{it} = \alpha_{0} + \beta_{1}CHAUD_{it} + \beta_{2}SPEC_{it} + \beta_{4}DURAUD_{it} + \beta_{5}DURSPEC + \beta_{6}LEVR_{it} + \beta_{8}SIZE_{it} + \varepsilon_{it}$$

## Les variables de l'étude

### Mesure de la qualité du résultat comptable

La littérature comptable présente plusieurs définitions de la qualité des résultats. Ainsi, il n'existe pas une mesure précise pour cette variable multidimensionnelle (Hermannns, 2006). En effet, certains chercheurs associent la qualité des résultats au phénomène de conservatisme comptable et stipulent que les résultats dégagés de l'application de méthodes comptables conservatrices sont de qualité tant qu'ils sont censés éviter le gonflement des résultats. D'autres se focalisent sur la persistance et la pertinence des résultats pour apprécier leurs qualités (Bushman, Chen, Engel et Smith, 2004). Une troisième approche considère que les résultats de qualité favorisent une meilleure prévision des cachs flows d'exploitation futurs. Enfin, un dernier courant apprécie la qualité des résultats à travers l'examen des accruals. Dans le cadre de cette étude nous allons adopter deux approches parmi celles présentés ci-dessus et nous allons nous intéresser à deux attributs du résultat comptables, à savoir la qualité des accruals et la pertinence du résultat comptable. Donc la qualité du résultat comptable sera mesurée par deux variables : QAAC et PERT

**QAAC** : La qualité des accruals sera estimée par le modèle de Dechow et Dichev (2002). En réalité, plusieurs approches d'évaluation de la qualité des résultats stipulent que ceux qui se
transforment plus rapidement en flux de trésorerie sont les plus désirés (Penman, 2001; Harris, Huh et Firfield, 2000). Francis, Lafond, Olsson et Shipper (2005) et Chan, Chan, Jegadeesh et Lakonishok (2006) suggèrent que cette variable est bien capturée par la mesure développée par Dechow et Dichev (2002). Selon eux, la qualité des résultats s'apprécie par le degré d'association entre la variation du total des accruals courants avec les cashs flows d'exploitation passés, actuels et futurs. L'idée sous jacente à cette approche est que la partie de la variation non expliquée par les cashs flows d'exploitation passées, actuels et futurs reflète en réalité l'ampleur d'erreurs d'estimation au niveau des accruals et constitue donc une mesure inverse de la qualité des résultats. Ainsi selon Francis, Lafond, Olsson et Shipper (2004) et d'Ashbaugh, Collins et Lafond (2006), la qualité des accruals d'une firme s'apprécie par l'écart type des termes des résidus<fnref n="6" /> qui se dégagent de la régression suivante :

$$ACCT_{it} = \varphi_{0} + \varphi_{1i} FTE_{it-1} + \varphi_{2i} FTE_{it} + \varphi_{3i} FTE_{it+1} + \mu_{it}$$

Où :

ACCT<sub>it</sub>: les accruals totaux courants de la firme i pour l'année t;

$$ACCT_{it} = \Delta AC_{it} - \Delta PC_{it} - \Delta LIQ_{it} + \Delta DETC_{it}$$

FTE<sub>it</sub>: le flux de trésorerie d'exploitation de la firme i pour l'année t;

Avec $FTE_{it} = RN_{it} - ACT_{it}$

et $ACT_{it} = \Delta AC_{it} - \Delta PC_{it} - \Delta LIQ_{it} + \Delta DETC_{it} - DAP_{it}$

RN<sub>it</sub>: le résultat d'exploitation de la firme i pour l'année t;

ACT<sub>it</sub>: les accruals totaux de la firme i pour l'année t;

AC<sub>it</sub>: la variation de l'actif courant de la firme i entre l'année t - 1 et l'année t;

PC<sub>it</sub>: la variation du passif courant de la firme i entre l'année t - 1 et l'année t;

LIQ<sub>it</sub>: la variation de la liquidité de la firme i entre l'année t - 1 et l'année t;

DETC<sub>it</sub>: la variation des dettes figurant au passif courant de la firme i entre l'année t - 1 et l'année t;

DAP<sub>it</sub>: les dotations aux amortissements et aux provisions de la firme i pour l'année t;

Toutes les variables du modèle sont pondérées par la moyenne des actifs pour l'année t.

**PERT**: la pertinence du résultat comptable est mesurée par sa capacité à expliquer la variation des rendements ou un fort pouvoir explicatif est démontré comme désirable.

Barth, Beaver et Landsman (2001) considèrent qu'un chiffre comptable est pertinent (value relevant) si il a une association avec la valeur marchande de la société qui l'a publié. Dans ce sens, les recherches antérieures ont approché la pertinence à travers l'association entre les résultats comptables, leurs variations et les rendements boursiers. Ainsi, le coefficient de détermination dégagé de cette régression constitue notre mesure de la pertinence des résultats. Un coefficient faible indique une faible pertinence du résultat.

Conformément à Francis et Shipper (1999), Ely et Waymine (1999), Bushman, Chen, Engel et Smith (2004) et Francis, Lafond, Olsson et Schipper (2004), Jenkins, Kane et Velury (2006), notre mesure de la pertinence est évaluée en se référant au coefficient R² ajusté dégagée de la régression suivante :

$$R_{it} = \delta_{0} + \delta_{1}REST_{it} / P_{it-1} + \delta_{2}\Delta REST_{it} / P_{it-1} + \nu_{it}$$

Avec :

<footnote n="6">⁶ Une valeur importante de l'écart type des termes des résidus indique une faible qualité des accruals. Ainsi, pour faciliter l'interprétation des données nous allons multiplier l'écart type des termes des résidus par (-1).</footnote>
R<sub>it</sub> : les rendements de l'entreprise i pour l'année t;

REST<sub>it</sub> : les résultats par action de l'entreprise i pour l'année t;

REST<sub>it</sub> : la variation des résultats par action de l'entreprise i pour l'année t;

P<sub>it-1</sub> : le cours boursier de début de période pour l'année t;

V<sub>it</sub> : le terme d'erreur du modèle pour l'année t.

## Mesure de la qualité d'audit externe

⇒ **Choix de l'auditeur : CHAUD**: variable dichotomique qui prend la valeur 1 si l'entreprise est auditée par un « BIG 4 » et 0 sinon. Nous attendons à une association positive entre le choix d'un auditeur « BIG » et la qualité du bénéfice comptable (Francis Hall et Wang, 2006; Taylor, 2003)

⇒ **Spécialisation des auditeurs : SPEC**: Aux vue des travaux antérieurs, nous retenons la notion de PDM pour définir la variable de spécialisation sectorielle. C'est une variable dichotomique codée 1 si l'auditeur détient une PDM d'au moins 10 pour cent des sociétés du secteur sur lequel est positionnée la firme étudiée, et 0 sinon (Jenkins, Kane et Velury, 2006; Mayangsari, 2007). Nous attendons à une association positive entre la spécialisation sectorielle de l'auditeur et la qualité du bénéfice comptable.

⇒ **Durée de la relation d'audit**: Nous allons mesurer l'ancienneté de l'auditeur par le nombre d'année consécutives que l'auditeur audite cette firme Mayangsari (2007);

**DURAUD**: l'ancienneté de la relation auditeur-audité<sup>7</sup>. Nombre d'années consécutives que l'auditeur a procédé à l'audit de l'entreprise.

**DURSPEC**: durée de la relation des spécialistes. Nombre d'années consécutives que l'auditeur spécialiste a procédé à l'audit de l'entreprise.

## Mesure des variables de contrôle

⇒ **Taille de l'entreprise : SIZE**: La taille de la firme est mesurée par le logarithme népérien du total des actifs de la firme (Mayangsari, 2007)

⇒ **L'endettement : LEVR**: est mesuré par le ratio des dettes totales par rapport aux actifs totaux. Le levier est une mesure du risque de la firme (Balsam, Krishnan et Yang, 2003).

<table><caption>**Tableau 1 :** Définition des variables explicatives de l'étude et présentation des signes prévus</caption><thead><tr><th>Variables étudiées</th><th>Symbole</th><th>Mesures</th><th>Auteurs</th><th>Signe prévu</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5">Variable dépendante : La qualité du résultat comptable</td></tr><tr><td colspan="5">Variables indépendantes : La qualité d'audit</td></tr><tr><td>Choix de l'auditeur</td><td>CHAUD</td><td>'1' si l'auditeur est membre des Big 4, et '0' sinon</td><td>Francis Hall et Wang (2006); Taylor (2003)</td><td>(+)</td></tr><tr><td>Spécialisation de l'auditeur</td><td>SPEC</td><td>'1' si l'auditeur est un spécialiste, et '0' sinon</td><td>Jenkins, Kane et Velury (2006)</td><td>(+)</td></tr></tbody></table>

<footnote n="7"><sup>7</sup> La durée de mandat du commissaire aux comptes en Tunisie est de trois années renouvelables par tacite reconduction.</footnote>
<table><thead><tr><th></th><th></th><th></th><th></th><th></th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Durée de la relation d'audit</td><td>DURAUD</td><td>'1' si le nombre d'année consécutif est de 3 ans et plus, et '0' sinon</td><td>Ruddock, Stokes et Taylor (2005); Chen, Lin et Lin (2007); Mayangsari (2007)</td><td>(+)</td></tr><tr><td>DURSPEC</td><td>'1' si le nombre d'année consécutif des spécialistes est de 3 ans et plus, et '0' sinon</td><td></td><td>(+)</td></tr><tr><td colspan="5">Variables de contrôle:</td></tr><tr><td>Taille de l'entreprise</td><td>SIZE</td><td>Ln du total des actifs</td><td>Mayangsari (2007)</td><td>(-)</td></tr><tr><td>Endettement</td><td>LEVR</td><td>Dettes / total des actifs</td><td>Balsam, Krishnan et Yang, 2003</td><td>(-)</td></tr></tbody></table>

## Analyse des résultats

Le tableau 2 présente les statistiques descriptives et les résultats issus des tests univariés relatifs aux variables explicatives étudiées. Les résultats de ce tableau montrent qu'en moyenne, les entreprises cotées sont auditées par un Big4 (4259259). Il ressort aussi de ce tableau que les variables chois d'un auditeur big4, spécialisation sectorielle des cabinets d'audit, durée de la relation d'audit des spécialistes influencent significativement et positivement la qualité du résultat comptable, tel que mesurée par la qualité des accruals et la pertinence. La durée de la relation d'audit est positivement et significativement associée à la pertinence du résultat, cependant, elle est positive et non significative avec la qualité des accruals. La taille de l'entreprise influence négativement et significative la qualité des accruals et positivement et significative la pertinence. Cependant, aucune relation n'a pu être identifiée entre l'ancienneté du mandat, niveau de l'endettement et la qualité des accruals.

<table><caption>Tableau 2: Statistiques descriptives et tests univariés</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Mean</th><th>St. Deviation</th><th>Minimum</th><th>Maximum</th><th>QAAC</th><th>PERT</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="10">Variables de l'étude</td><td rowspan="3">CHAUD</td><td>Intra-groupe</td><td>.425925</td><td>.3193046</td><td rowspan="3">0</td><td rowspan="3">1</td><td><strong>2.00</strong>**</td><td><strong>2.56</strong>***</td></tr><tr><td>Inter-groupe</td><td>9</td><td>.3897039</td><td>(0.045)</td><td>(0.010)</td></tr><tr><td>Intra-groupe</td><td>.166666</td><td>.381977</td><td></td><td><strong>13.29</strong>***</td><td><strong>13.38</strong>***</td></tr><tr><td rowspan="2">SPEC</td><td>Inter-groupe</td><td>7</td><td>.1116291</td><td rowspan="2">0</td><td rowspan="2">1</td><td>(0.000)</td><td>(0.000)</td></tr><tr><td>Intra-groupe</td><td>2.87037</td><td>.8081615</td><td>0.70</td><td><strong>2.11</strong>**</td></tr><tr><td rowspan="2">DURAUD</td><td>Inter-groupe</td><td></td><td>1.30867</td><td rowspan="2">0</td><td rowspan="2">6</td><td>(0.484)</td><td>(0.034)</td></tr><tr><td>Intra-groupe</td><td>.509259</td><td>1.174869</td><td><strong>3.54</strong>***</td><td><strong>2.06</strong>**</td></tr><tr><td rowspan="2">DURSPEC</td><td>Inter-groupe</td><td>3</td><td>.7937646</td><td rowspan="2">0</td><td rowspan="2">6</td><td>(0.000)</td><td>0.039</td></tr><tr><td>Intra-groupe</td><td>17.2617</td><td>.647299</td><td></td><td><strong>-17.90</strong>***</td><td><strong>8.60</strong>***</td></tr><tr><td rowspan="2">SIZE</td><td>Inter-groupe</td><td>3</td><td>.6347539</td><td rowspan="2">.008</td><td rowspan="2">7.3</td><td>(0.000)</td><td>(0.000)</td></tr><tr><td>Intra-groupe</td><td>.567313</td><td>1.026448</td><td></td><td>0.64</td><td>0.98</td></tr><tr><td rowspan="2">LEVR</td><td>Inter-groupe</td><td></td><td>.2652651</td><td rowspan="2">15.524</td><td rowspan="2">20.114</td><td>0.523</td><td>0.329</td></tr><tr><td>Intra-groupe</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Nombre de groupe: 20, Nombre d'observation: 108, nombre d'année: 6. Les statistiques reproduites dans le tableau sont la moyenne (Mean), l'écart type (St. Deviation), le minimum (Minimum), le maximum (Maximum) et la statistique Wald du khi-deux à un degré de liberté pour les variables binaires. * indique une signification bilatérale au seuil de 10%, ** indique une signification bilatérale au seuil de 5%, *** indique une signification bilatérale au seuil de 1% et () indique la signification statistique associée à chaque variable. QAAC = qualité des accruals. PERT= pertinence du résultat. CHAUD= 1 si l'entreprise est auditée par un 'big', 0 sinon. SPEC= 1 si l'entreprise est auditée par un spécialiste, 0 sinon. DURAUD= nombre d'années consécutives que l'auditeur a procédé à l'audit de l'entreprise. DURAUDSPEC= nombre d'années consécutives que le spécialiste a procédé à l'audit de l'entreprise. LEVR= ratios des dettes totales par rapport aux actifs totaux. SIZE= Ln du total des actifs.
## Les tests sur données de panel

Les données en panel possèdent deux dimensions : une pour les individus (dans notre modèle les entreprises) et une pour le temps. Elles sont généralement indiquées par l'indice *i* et *t* respectivement. Il est souvent intéressant d'identifier l'effet associé à chaque individu, un effet qui ne varie pas dans le temps, mais qui varie d'un individu à l'autre. Cet effet peut être fixé ou aléatoire. En plus de la question des effets individuels, la question de la corrélation et de l'hétéroscédasticité dans le cadre des données de panels est adressée.

### ** Test de présence d'effet individuel

Ce test consiste à vérifier s'il y a bel et bien présence d'effets individuels dans nos données. Notre analyse se concentrera sur la modélisation des effets individuels $u_t$ pour des données en panel de la forme suivante : $Y_{it} = \tilde{a} + X_{it}\tilde{a} + u_t + e_{it}$

On cherche donc à tester l'hypothèse nulle $H_0 : u_t = 0$ dans la régression précédente (L'hypothèse nulle de ce test est qu'il y a seulement une intercepte commune, aucun effet individuel). Les résultats de ce test sur Stata permettent de rejeter $H_0$ et d'accepter l'hypothèse alternative : présence d'effet individuel.

<table><caption>Tableau 3 : Test de présence d'effet individuel</caption><thead><tr><th></th><th>Modèle 1</th><th>Modèle 2</th></tr></thead><tbody><tr><td>Test de Chi (2)</td><td>122.55***</td><td>233.85***</td></tr></tbody></table>

### ** Test d'Hausman

Le test d'Hausman est un test de spécification qui permet de déterminer si les coefficients des deux estimations (fixe et aléatoire) sont statistiquement différents. L'idée de ce test est que, sous l'hypothèse nulle d'indépendance entre les erreurs et les variables explicatives, les deux estimateurs sont non biaisés, donc les coefficients estimés devraient peu différer. Le test d'Hausman compare la matrice de variance-covariance des deux estimateurs :

$$W = (\hat{a} - \hat{a}_0)' \text{var} (\hat{a} - \hat{a}_0)^{-1} (\hat{a} - \hat{a}_0).$$

Dans notre cas, la probabilité du test pour les deux modèles est >10 pour cent. Nous concluons que le test de Hausman ne permet pas de choisir entre les deux modèles et c'est à nous de choisir arbitrairement le modèle approprié. Un des arguments justifiant le choix du modèle à effets aléatoires est l'existence de variables explicatives invariantes dans le temps.

Dans notre échantillon, la variable qualité des accruals (QAAC) est constante par entreprise (variables spécifiques pour chaque entreprise), d'où elle est invariante dans le temps. Pour cette raison, nous adoptons le modèle à effets aléatoires.

Afin de tester la significativité des effets aléatoires, nous avons utilisé le Test de Breusch Pagan. Ce dernier nous permettra de justifier notre choix dans le cas ou elle sera significative. La probabilité de la statistique de ce test pour les deux modèles (0,0000) nous a indiqué que les effets aléatoires sont globalement significatifs au seuil de 1 pour cent. Ce résultat permet de justifier notre choix du modèle.

### ** Corrélation

L'analyse multivariée sert au traitement simultané d'un ensemble de variables. Dans le cadre de cette étude, la régression linéaire exige l'absence d'un problème de multicolinéarité entre

<footnote>*** indique une signification bilatérale au seuil de 1%
Modèle1 : la variable dépendante est la qualité des accruals</footnote>

<footnote>Modèle2 : la variable dépendante est la pertinence du résultat comptable</footnote>
les variables indépendantes introduites dans un même modèle. Nous vérifions cette condition en recourant au test de corrélation de Spearman entre les variables continues. Le tableau 4 montre les résultats issus de ce test. Les coefficients positifs (négatifs) indiquent des relations positives (négatives) entre les variables explicatives. Les résultats ce test montrent que les variables qui se rapportent à la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit et la durée de la relation d'audit des spécialists sont corrélée<fnref n="8" />. De même, nous avons présenté les VIFs (indicateur de la proportion de variance de chaque variable indépendante expliquée par toutes les autres variables indépendantes). Les VIFs démontrent aussi l'existence d'un problème multi-collinéarité entre ces variables (puisque les VIFs dépassent la valeur de 3).

<table><caption>Tableau 4: Matrice de corrélation de Spearman</caption><thead><tr><th></th><th>CHAUD</th><th>SPEC</th><th>DURAUD</th><th>DURSPEC</th><th>SIZE</th></tr></thead><tbody><tr><th>CHAUD</th><td>1</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><th>SPEC</th><td>0.2177<br>0.0236</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><th>DURAUD</th><td>0.0733<br>0.4507</td><td>0.0782<br>0.4214</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><th>DURSPEC</th><td>0.2178<br>0.0236</td><td>0.9695<br>0.0000</td><td>0.1241<br>0.2006</td><td></td><td></td></tr><tr><th>SIZE</th><td>-0.0036<br>0.9705</td><td>-0.3061<br>0.0013</td><td>0.1848<br>0.0556</td><td>-0.2967<br>0.0018</td><td></td></tr><tr><th>LEVR</th><td>0.2052<br>0.0332</td><td>0.2846<br>0.0028</td><td>0.1156<br>0.2335</td><td>0.2919<br>0.0022</td><td>-0.1984<br>0.0396</td></tr></tbody></table>

<table><caption>Tableau 5: Les VIFs des variables indépendantes</caption><thead><tr><th></th><th>CHAUD</th><th>SPEC</th><th>DURAUD</th><th>DURSPEC</th><th>SIZE</th><th>LEVR</th></tr></thead><tbody><tr><th>VIFs</th><td>1.13</td><td>3.54</td><td>1.36</td><td>4.82</td><td>1.21</td><td>1.45</td></tr></tbody></table>

## Résultats de l'analyse multivariée

Le test de corrélation montre que les variables qui se rapportent la spécialisation des auditeurs et la durée des spécialistes sont corrélées. Nous présentons donc 2 modèles : le premier excluant la variable durée des spécialistes et le deuxième excluant la variable spécialisation. Le tableau 7 et 8 fournit les résultats de l'estimation de la régression linéaire de notre modèle d'étude. Nos résultats montrent que l'appartenance des auditeurs à un réseau international est positivement et significativement liée à la qualité des accruals et à la pertinence du résultat comptable. Ce ci montre que les « BIG » améliorent la qualité du résultat comptables des entreprises tunisiennes cotées. Cette relation positive peut être justifiée par le fait que les « BIG » fournissent des services de meilleure qualité car ils disposent de meilleurs infrastructures et d'équipes plus nombreuses et mieux formées. Ce résultat, conforme à nos attentes, vient appuyer ceux de Francis Hall et Wang (2006), Teoh et Wong (1993) et Krishnan (2002). De même, la variable liée à la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit est positivement et significativement liée à nos mesures de la qualité du résultat. Ainsi, il s'avère que cabinets sont susceptibles, en se spécialisant sur certains segments d'activité, de développer des connaissances sectorielles

<footnote n="8">⁸ Kennedy (1985) prévoit un r=0.8 pour se prononcer sur un problème sérieux de colinéarité entre des variables indépendantes incluses dans un modèle de régression.</footnote>
spécifiques et de bénéficier d'une expérience considérable et d'investissements importants dans la technologie adaptée à ce secteur particulier. Ils sont donc particulièrement compétents dans ce domaine et peuvent donc produire une qualité d'audit différenciée et par conséquent, améliorer la qualité du résultat comptable de leurs audités. Donc dans le contexte tunisien, la spécialisation des auditeurs améliore la qualité du résultat comptable des entreprises cotées. Ceci confirme encore le résultat de Balsam, Krishnan et Yang (2003), Carcello et Nagy (2004), Dunn et Mayhew (2004) et Jenkins, Kane et Velury (2006). Concernant la durée de la relation d'audit, les résultats de notre recherche montrent une relation positive mais non significative avec la qualité des accruals. Toutefois, elle est positive et significative avec la pertinence du résultat comptable, ce qui confirme le résultat de Mayangsari (2007). La durée de la relation d'audit des spécialists est positivement et significativement liée à la qualité des accruals. Ainsi, il s'avère que dans le contexte tunisien, la spécialisation des auditeurs joue un rôle important dans la garantie de la qualité du résultat comptable. Pour les variables de contrôle, le coefficient relatif à la taille de l'entreprise est négativement et significativement lié à la qualité des accruals conformément à Mayangsari (2007). Plus la taille augmente plus la qualité du résultat comptable des entreprises est moins élevée. Cependant, l'endettement n'a pas d'impact significatif sur la qualité du résultat comptable. En conclusion, les résultats dégagés de l'étude de la relation entre l'audit externe et la qualité des accruals des entreprises cotées, comme mesure de la qualité du résultat comptable permettent de dire que l'appartenance des auditeurs à un réseau international (BIG) et la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit affectent positivement la qualité des accruals, ce qui permet donc d'améliorer la qualité du résultat comptable. Concernant l'impact de la durée de la relation d'audit sur la qualité des accruals, on peut déduire que seulement la durée des spécialists améliore la qualité du résultat comptable.

<table><caption>**Tableau 6 : Régression linéaire des données de panel**
(Variable dépendante est la qualité des accruals)</caption><thead><tr><th rowspan="2">variables</th><th rowspan="2">SP</th><th colspan="2">Modèle 1-1</th><th colspan="2">Modèle 1-2</th></tr><tr><th>β<sub>i</sub></th><th>Z</th><th></th><th></th></tr></thead><tbody><tr><td>Constante</td><td></td><td>.0702049</td><td>8.85***</td><td>.0790418</td><td>7.50***</td></tr><tr><td>CHAUD</td><td>+</td><td>.0058934</td><td><strong>1.73*</strong></td><td>.0060284</td><td><strong>1.81*</strong></td></tr><tr><td>SPEC</td><td>+</td><td>.0129466</td><td><strong>4.70***</strong></td><td>-</td><td>-</td></tr><tr><td>DURAUD</td><td>+</td><td>.0016188</td><td>0.97</td><td>.0012172</td><td>0.66</td></tr><tr><td>DURSPEC</td><td>+</td><td>-</td><td>-</td><td>.0027504</td><td><strong>2.93***</strong></td></tr><tr><td>SIZE</td><td>-</td><td>-.0061202</td><td><strong>-9.81***</strong></td><td>-.0065167</td><td><strong>-8.65***</strong></td></tr><tr><td>LEVR</td><td>-</td><td>-.0018985</td><td>-0.76</td><td>-.0021471</td><td>-0.79</td></tr></tbody><tfoot><tr><td colspan="6">Nombre d'observation=108</td></tr><tr><td colspan="6">R-squared= 0.1533 R-squared= 0.1366</td></tr><tr><td colspan="6">Wald chi2= 2180.44 Wald chi2= 1119.86</td></tr></tfoot></table>

Sont reproduits dans ce tableau les coefficients de l'estimation linéaire (βᵢ) et les coefficients de régression (statistique de Wald chi2 'z') relatifs à chacune des variables incluses dans le modèle correspondant. *, ** et *** indiquent une probabilité critique bilatérale au seuil de 10%, 5% et 1% respectivement. Sont présentées aussi les statistiques de Wald chi-deux et du test et le nombre d'observation. SP correspond aux signes prédits.

QAAC = qualité des accruals. CHAUD= 1 si l'entreprise est audité par un 'big', 0 sinon. SPEC= 1 si l'entreprise est audité par un spécialiste, 0 sinon. DURAUD= nombre d'années consécutives que l'auditeur à procédé à l'audit de l'entreprise. DURSPEC= nombre d'années consécutives que le spécialiste à procédé à l'audit de l'entreprise. LEVR= ratios des dettes totales par rapport aux actifs totaux. SIZE= Ln du total des actifs.
<table><caption>**Tableau 7** : Régression linéaire des données de panel :
(Variable dépendante est la pertinence du résultat comptable)</caption><thead><tr><th rowspan="2">variables</th><th rowspan="2">SP</th><th colspan="2">Modèle 2-1</th><th colspan="2">Modèle 2-2</th></tr><tr><th>β<sub>i</sub></th><th>Z</th><th>β<sub>i</sub></th><th>Z</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constante</td><td></td><td>-3.2582</td><td>-10.52***</td><td>-3.176307</td><td>-9.24***</td></tr><tr><td>CHAUD</td><td>+</td><td>.1475975</td><td><strong>1.67*</strong></td><td>.1418734</td><td><strong>1.77*</strong></td></tr><tr><td>SPEC</td><td>+</td><td>.2328373</td><td><strong>7.32***</strong></td><td>-</td><td>-</td></tr><tr><td>DURAUD</td><td>+</td><td>.0136363</td><td><strong>1.65*</strong></td><td>.003081</td><td>0.26</td></tr><tr><td>DURSPEC</td><td>+</td><td>-</td><td>-</td><td>.0634439</td><td><strong>2.36***</strong></td></tr><tr><td>SIZE</td><td>-</td><td>.1645406</td><td><strong>9.49***</strong></td><td>.1625133</td><td><strong>8.31***</strong></td></tr><tr><td>LEVR</td><td>-</td><td>-.0177536</td><td>-1.00</td><td>-.031266</td><td>-1.13</td></tr></tbody><tfoot><tr><td colspan="6">Nombre d'observation=108</td></tr><tr><td colspan="6">R-squared= 0.1802 R-squared= 0.1732</td></tr><tr><td colspan="6">Wald chi2= 284.04 Wald chi2= 182.68</td></tr></tfoot></table>

Sont reproduits dans ce tableau les coefficients de l'estimation linéaire (βᵢ) et les coefficients de régression (statistique de Wald chi2 'z') relatifs à chacune des variables incluses dans le modèle correspondant. *, ** et *** indiquent une probabilité critique bilatérale au seuil de 10%, 5% et 1% respectivement. Sont présentées aussi les statistiques de Wald khi-deux et du test et le nombre d'observation. SP correspond aux signes prédits.

PERT = pertinence du résultat. CHAUD= 1 si l'entreprise est audité par un 'big', 0 sinon. SPEC= 1 si l'entreprise est audité par un spécialiste, 0 sinon. DURAUD= nombre d'années consécutives que l'auditeur à procédé à l'audit de l'entreprise. DURSPEC= nombre d'années consécutives que le spécialiste à procédé à l'audit de l'entreprise.

LEVR= ratios des dettes totales par rapport aux actifs totaux. SIZE= Ln du total des actifs.

## Synthese et conclusion

L'objectif principal de cette recherche était d'étudier l'impact de l'audit externe (choix des auditeurs, spécialisation sectorielle des cabinets d'audit, durée de la relation d'audit) sur la qualité du résultat comptable des entreprises tunisiennes cotées, tout en contrôlant l'effet de certains facteurs exogènes (taille et endettement). Le tableau 8 synthétise les résultats obtenus dans le cadre de notre étude. Les résultats qui ressortent nous indiquent l'importance du rôle joué par l'audit externe pour obtenir des états financiers de qualité. En effet, les résultats de notre recherche montrent que les « BIG » et la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit fournissent des services de meilleure qualité et, par conséquent, l'information comptable et financière jouisse d'une meilleure qualité. De plus, nos résultats montrent que la durée de la relation d'audit des spécialistes améliore la qualité du résultat comptable.

Notre recherche a contribué à l'identification de la nature de la relation entre la qualité de l'audit externe, en tant que mécanisme de gouvernement, et la qualité du résultat comptable. Cependant, cette recherche souffre de certaines limites. Premièrement, la taille de l'échantillon examiné est réduite à vingt firmes. De même, étudier la relation entre l'audit externe et la qualité du résultat comptable pour les entreprises tunisiennes cotées est très réduit. Il est important d'expliquer cette relation aussi bien dans le contexte des entreprises tunisiennes non cotée. De même, intégrer une vision de la qualité «synergétique» des audits (interne et externe) paraît assez utile. En outre, une étude comparative entre un certain nombre de pays, surtout entre les pays développés et les pays en voie de développement, serait intéressante (comme l'étude de Francis Hall et Wang, 2006).
<table><caption>**Tableau 8 : Synthèses des résultats de l'étude**</caption><thead><tr><th colspan="2">Résultats obtenus</th></tr><tr><th colspan="2">N = 20</th></tr><tr><th colspan="2">Nombre d'observation = 108</th></tr></thead><tbody><tr><th colspan="2">Hypothèses de recherche</th></tr><tr><td>H1 : La qualité du résultat comptable est positivement associée à l'appartenance des auditeurs à un réseau international (BIG4)</td><td>acceptée</td></tr><tr><td>H2 : La liquidité du résultat comptable est positivement associée à la spécialisation sectorielle des cabinets d'audit.</td><td>acceptée</td></tr><tr><td>H3a : La liquidité du résultat comptable est positivement associée à la durée de la relation d'audit.</td><td>+NS</td></tr><tr><td>H3b : La liquidité du résultat comptable est positivement associée à la durée de la relation d'audit des spécialistes.</td><td>acceptée</td></tr><tr><th colspan="2">Variables de contrôle</th></tr><tr><td>Taille de l'entreprise (SIZE)</td><td>***</td></tr><tr><td>Endettement (LEVR)</td><td>-NS</td></tr></tbody><tfoot><tr><td colspan="2">Les modèles testés sur l'échantillon total de l'étude est le suivant :<br>QACC= â it + â1 CHAUD it + â2 SPEC it + â4 DURAUD it + â5 DURSPEC it + â6 LEVR it + â8 SIZE it + â it<br>PERT= â it + â1 CHAUD it + â2 SPEC it + â4 DURAUD it + â5 DURSPEC it + â6 LEVR it + â8 SIZE it + â it<br>Avec QAAC = qualité des accruals. PERT= pertinence du résultat comptable. CHAUD= 1 si l'entreprise est audité par un 'big', 0 sinon. SPEC= 1 si l'entreprise est audité par un spécialiste, 0 sinon. DURAUD= nombre d'années consécutives que l'auditeur à procédé à l'audit de l'entreprise. DURSPEC= nombre d'années consécutives que le spécialiste à procédé à l'audit de l'entreprise. LEVR= ratios des dettes totales par rapport aux actifs totaux. SIZE= Ln du total des actifs.<br>NS : variable non significative. *, ** et *** indiquent une probabilité critique bilatérale au seuil de 10%, 5% et 1% respectivement.</td></tr></tfoot></table>

Abdelwahed Omri est professeur en Sciences de gestion à Institut Supérieur de Gestion de Tunis; Faten Hakim Ghorbel est l'unité de recherche en Finance et Stratégie des Affaires (Doctorante) au Faculté des Sciences Economiques et de Gestion de Tunis et Fatma Triki Baklouti est aussi l'unité de recherche en Finance et Stratégie des Affaires (Doctorante) à l'Institut Supérieur de Gestion de Tunis.

**Références bibliographiques**

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