Memoire Online - La pertinence du choix des objectifs de la politique monétaire en RDC

Comme l'a dit Sir Isaac NEWTON : « si j'ai pu voir plus loin, c'est en montant sur les épaules des géants ».

Tout d'abord, nos remerciements au feu prof Alain MIHIGO de qui nous nous sommes inspiré pour aborder ce sujet, mais qui, malheureusement, est décédé avant même que l'introduction de ce travail ne soit achevée. Que son âme repose en paix !

Ensuite, nos remerciements vont au Prof MUBAGWA CHIHINDA MUKO CISABU pour avoir accepté de diriger ce travail et à l'Assistant David KONGOLO WAFUNYA pour la co-direction. Vos contributions nous ont propulsé vers le parachèvement de nos études universitaires.

Des remerciements particuliers au Prof Matthias CINYABUGUMA pour avoir mis à notre disposition la base des données du Fonds Monétaire International sur les statistiques monétaires de la RD Congo ; au prof LEKI MASTAKI NAMEGABE, au Doctorat Christian KAMALA et au CT BAHATI NTUMWA pour nous avoir fourni une documentation en rapport avec notre sujet.

Nous exprimons aussi notre profonde gratitude à tous les professeurs, chef des travaux et assistants de la faculté des sciences économiques de l'Université Évangélique en Afrique pour leurs conseils et encouragements. Il y va du prof MUKE ZIHISIRE, chef des travaux Christian BALIHAMWABO et aux Assistants : Fabrice NFUAMBA LUKEBA, BUNYEMU KIBUNGA et NAMWEZI BARHALISHONYI.

Nos remerciements s'adressent aussi à Maggy MWAYUMA pour son attachement et amour fraternel qu'elle nous a toujours témoigné ; à monsieur Bienvenu MANGARA BIRINDWA pour avoir facilité la conduite de nos analyses en nous garantissant un libre axe à son ordinateur.

A tous les membres de la famille NGONGO KAKELELA nous disons merci beaucoup pour le sacrifice consenti, l'amour et l'esprit de fraternité qui nous a toujours caractérisé. Il s'agit de : Dr NGONGO MIANGO, NGONGO MIANDA, NGONGO MBILIZI, NGONGO MULONDA, NGONGO YUNGU, NGONGO WATELANILWA, CARINE, GUILLAINE, MAGGY, SIFA, et YOLLANDE. A oncle MUKAMBA YUNGU et WASSO KYUNGILILA nous disons aussi merci pour leurs conseils et encouragements.

A Judith TOMBO, nous disons aussi merci pour son affection qui a contribuée, d'une manière ou d'une autre, à la réalisation de ce travail. Que tous les camarades de promotion, ami(e)s et connaissances trouvent ici notre profonde gratitude. Et là, nous pensons à : LU'UNDO EKYAMBA Prosper, André MAKUTUBU, NDUME BIRANGE Martin, Cathy KIRHORO, Carine YALALA et YATUKA M'zée

Que tous ceux dont les noms ne sont pas cités ici, trouvent l'expression de notre profonde gratitude.

INTRODUCTION GENERALE

1. PROBLÉMATIQUE

Le débat sur le choix des objectifs intermédiaires de la politique monétaire fait l'objet d'une controverse entre monétaristes et keynésiens (Benassy, Boone, Coeuré et Mahfouz, 2006).

Le Keynésianisme préconise la maîtrise des taux d'intérêts considérés comme des meilleurs indicateurs que la masse monétaire, et conseille aussi une politique discrétionnaire suivant la situation économique. Les monétaristes préconisent le contrôle de la masse monétaire considérée comme liée à la conjoncture et plaide pour une politique automatique de normes axée sur une croissance monétaire stable (Cabannes, 1994).

Cette divergence d'opinion entre ces deux écoles de pensées en matière du choix des objectifs monétaires intermédiaires n'est que le prolongement de l'opposition, entre elles, sur la détermination de l'objectif final le plus important de la politique monétaire : croissance du revenu national ou maîtrise de l'inflation.

Même si dans la pratique la maîtrise de l'inflation est devenu l'objectif principal assigné à la politique monétaire, la question du choix de la cible monétaire reste d'actualité.

Pour les monétaristes, la seule manière de lutter efficacement contre l'inflation et les cycles économiques est de contrôler l'augmentation de la masse monétaire. Il faut la soustraire au pouvoir discrétionnaire des politiciens et des dirigeants des banques centrales en fixant dans la constitution un taux d'augmentation monétaire annuel égal à l'augmentation moyenne de la production nationale, quelque part entre 3% et 5%. Telle est la règle monétaire que Friedman propose en 1960 (Dostaller, 2004).

Pour les keynésiens, le seul remède en termes de politique conjoncturelle est alors de limiter la demande, de freiner sa progression : c'est bien le type de politique de lutte contre l'inflation qui s'est le plus manifesté dans les années cinquante et soixante (Mosé, 1980). Si le niveau probable de la demande était trop faible, l'État augmentait ses dépenses, diminuait les impôts ou les taux d'intérêt. S'il semblait trop élevé, l'État faisant exactement l'inverse (Encarta, 2005).

Ce débat ne prête attention à aucune discussion doctrinale lorsque les objectifs de la politique monétaire sont fixés de manière déterministe. De ce point de vue, Benassy, Boone, Coeuré et Coudert (2003) arguent que, théoriquement, il est équivalent de contrôler la quantité de monnaie ou le taux d'intérêt, dès lors que la demande de monnaie est sensible au taux. C'est le cas dans le modèle IS-LM où il revient au même de fixer la quantité de monnaie et de laisser le taux d'intérêt s'ajuster, ou bien de déterminer le taux d'intérêt et de laisser la masse monétaire s'ajuster.

Il est cependant évident que l'indifférence des autorités monétaires quant au choix de la cible à retenir n'est pas admise dans la pratique. Le choix de l'objectif intermédiaire est largement une question empirique (Varoudakis, 1991).

Dans cette optique, Poole (1970) fait valoir qu'en règle générale l'économie subie des chocs aléatoires aussi bien dans le secteur réel que dans le secteur monétaire. Il propose deux règles en matière du choix de l'objectif intermédiaire de la politique monétaire en affirmant que lorsque la perturbation provient du marché de la monnaie, la politique monétaire doit contrôler le taux d'intérêt et lorsqu'elle a pour origine le marché des biens, on doit se fixer un objectif de croissance de la masse monétaire.

L'évolution monétaire depuis les années 70 fait ressortir trois phases caractéristiques de la montée inflationniste en RD Congo. Jusqu'à la fin de l'année 73 les prix étaient presque stables, avec un taux d'inflation le plus faible jamais observé jusqu'alors : 1,61%. La tendance à la hausse de l'inflation est amorcée depuis les années 74. Entre 1974 et 1990, on enregistre un taux d'inflation moyen de 52,23% par an, avec des pointes de 111,1% et 84,3% respectivement en 1979 et 1987. Au cours de cette période, le taux de croissance de la masse monétaire est de 30,60% par an alors que le taux d'intérêt moyen est de 24,3% par an. L'année [1991] marque le début d'une phase de chocs monétaire avec la manifestation de l'hyperinflation ouverte (Kasongo, 2002) : 3.219% en moyenne par an entre 1991 et 1996 avec des pointes de 1.141,32%, 2.729,79%, 4.583,08% et 9.796,9% respectivement en 1991, 1992, 1993 et 1994. Le taux de croissance de la masse monétaire est de 55.630,1% en moyenne par an. On enregistre au cours de cette période un taux d'intérêt moyen de 118,8% par an. Les années qui suivent, la tendance est à la baisse. Entre 1997 et 2000 le taux d'inflation moyen est de 285,2%, le taux de croissance monétaire est de 268,7% en moyenne par an, le taux d'intérêt quant à lui est de 68,75% en moyenne par an.

Si la maîtrise de la stabilité des prix est l'objectif final poursuivi par la banque centrale du Congo, les voies s'élèvent en faveur du contrôle de la masse monétaire comme objectif intermédiaire. Kuediasala (2006) souligne que le contrôle de la masse monétaire paraît donc comme un outil puissant qui permet d'influencer le comportement général de l'économie. Reste est de savoir si cet objectif est optimal ou pas.

Ainsi, à l'instar du modèle de Poole (1970), il y a lieu de se poser la question fondamentale ci-après : à travers quel objectif intermédiaire faudra-t-il conduire la politique monétaire en RD Congo ? Autrement dit, la banque centrale du Congo doit-elle contrôler le volume de la monnaie ou son prix ?

2. HYPOTHÈSE

En ce qui concerne la RD Congo, nous pensons que l'importance des chocs d'origines réelles serait plus grande que celle des chocs d'origines monétaires si bien que, par rapport au taux d'intérêt, le contrôle de la masse monétaire serait l'objectif intermédiaire optimal de la politique monétaire de la Banque Centrale. Cette cible pourra bien assurer à l'économie une stabilité plus grande que celle pouvant découler de l'action sur le taux d'intérêt.

3. CHOIX ET INTERET DU SUJET

Le choix de notre sujet est motivé par l'instabilité quasi chronique des prix en RD Congo. Cette étude revêt un intérêt particulier dans la mesure où elle permet de dégager les implications du mauvais choix de la cible monétaire sur le niveau des prix dans l'ensemble du pays.

4. OBJECTIF DU TRAVAIL

L'objectif poursuivi dans ce travail n'est rien d'autres que d'identifier, étant donné les chocs qui affectent l'économie congolaise, la cible optimale devant être contrôlé par la Banque Centrale de Congo pour atteindre l'objectif final constitutionnellement visé qu'est la stabilité des prix.

5. DÉLIMITATION DU SUJET

Notre étude est abordée sous l'angle national surtout que la politique monétaire appliquée par une Banque Centrale vise à produire des effets sur toute l'étendue de la République. Nos analyses vont porter sur les données qui s'étendent sur la période qui va de 1970 à 2000. Ces données sont tirées de la base des données du Fonds Monétaire International.

Le choix de cette période est justifié par la disponibilité des données statistiques sur les variables du modèle que nous allons analyser. Aussi, les années 1970 marquent le début d'une catastrophique récession économique corollaire de multiples facteurs cumulés [hausse du prix du pétrole, chute des cours des produits d'exportation, les lois de la zaïrianisation] (Madinda, 2005)

6. MÉTHODOLOGIE

Ce point fera l'objet du second chapitre. Cependant, il convient quand même de souligner que nous allons utiliser un modèle économétrique dont les données seront estimées par la méthode de moindres carrés ordinaires à l'aide du logiciel Eviews 3.1. La technique documentaire nous aidera à collecter les informations qui vont nous permettre de constituer une revue de la littérature par rapport à notre thème de recherche.

7. DIFFICULTES RENCONTREES

Les difficultés auxquelles nous nous sommes heurtées tout au long de la réalisation de ce travail sont de deux ordres :

- Tout d'abord l'utilisation des données non compatibles avec l'horizon temporel dans lequel s'inscrit le sujet analysé. Il aurait été plus souhaitable d'utiliser les données mensuelles ou trimestrielles plutôt qu'annuelles surtout que la politique monétaire est un instrument de régularisation à court terme ;

- Ensuite, faute de statistique sur le taux d'intérêt créditeur, nous avons été obligé d'utiliser le taux d'escompte. Les observations manquantes sur cette variable c'est-à-dire de 1970 à 1974 ont été complétées par lissage exponentiel.

Ces difficultés pourraient bien sûr avoir d'effets négatifs sur les résultats obtenus. A ces deux grandes difficultés s'ajoute le manque des documentations empiriques abordant directement le sujet sur le choix de la cible monétaire tant pour les pays en développement que pour les pays développés.

8. SUBDIVISION DU TRAVAIL

Outre l'introduction et la conclusion générale, le présent travail comporte trois chapitres. Le premier est consacré à la révue de la littérature c'est-à-dire cadre théorique et conceptuel et le second va présenter l'approche méthodologique pour atteindre les résultats. La présentation et l'interprétation des résultats feront l'objet du troisième chapitre.

CHAP. I. CADRE THÉORIQUE ET CONCEPTUEL

Ce chapitre est consacré à la revue de la littérature sur le choix de la cible monétaire. Il est constitué par deux sections notamment la revue de la littérature théorique d'une part et la revue de la littérature empirique d'autre part.

SECTION 1. REVUE DE LA LITTÉRATURE THÉORIQUE

Avant d'aborder la question sur le choix des objectifs monétaires, nous allons tout d'abord définir quelques concepts clés et présenter par la suite la méthode de la politique monétaire. Le point sur l'indépendance et la crédibilité de la banque centrale bouclera cette section.

§ 1. Définition des concepts

Suivant la définition la plus répandue, la politique économique consiste dans la manipulation délibérée par l'État d'un certain nombre de moyen mis en oeuvre - ou instruments - pour atteindre certains fins - ou objectifs (Quaden, 1985). C'est un ensemble des mesures prises par les pouvoirs publics en vue de peser sur les structures et l'évolution de l'économie d'un pays (Encarta, 2005).

Les principaux instruments de la politique économique tels qu'énumérés par Quaden (1987) sont : la politique budgétaire, la politique monétaire, la politique de change, la politique des prix et des revenus, la politique industrielle, la politique agricole et la planification indicative.

Toutefois, les relais privilégiés de la politique économique sont en premier lieu la politique monétaire, la politique budgétaire et l'action sur la fiscalité (Encarta, 2005).

L'un des instruments de régulation macroéconomique, la politique monétaire est définie comme un ensemble des instruments que la banque centrale utilise pour faire variée la quantité de monnaie présente dans l'économie afin d'agir indirectement sur la valeur de la devise nationale, sur la production, l'investissement, la consommation et l'inflation (Encarta, 2005).

Il s'agit d'agrégat de monnaie ou de financement dont les banques centrales surveillent l'évolution (Arthus et Morin, 1991). Ce sont des variables endogènes qui ne sont pas en elles-mêmes des objectifs finals (...). Elles constituent donc un point de passage vers la réalisation des objectifs finals (Varoudakis, 1994).

Dans sa définition actuelle, la masse monétaire comprend les actifs liquides qui sont susceptibles d'être convertis immédiatement en monnaie sans risque sensible en capital et qui représente donc des moyens de paiement, effectifs ou potentiels sans effet de plus-value ou moins-value (Ottavj, 1993).

C'est le prix du marché auquel les ressources sont transférés entre le présent et le future ; rendement de l'épargne et coût de l'emprunt (Mankiw, 2003).

§ 2. La méthode de la politique monétaire

En reprenant Ottavj (1993), la méthode de la politique monétaire vise la manière dont les autorités emploient certains instruments afin d'influencer les objectifs intermédiaires et opérationnels de la politique monétaire, puis en définitive, les objectifs généraux de la politique économique. Entre les instruments de la politique économique, par définition entièrement contrôlé par le pouvoir public, et les objectifs généraux (emplois, activités, prix et équilibre extérieur), il existe des variables intermédiaires qui représentent de chaînons de transmissions inéluctables. Parmi les variables intermédiaires, il nous faut distingue celles relevant d'objectifs opérationnels proche des instruments et celles relevant d'objectifs intermédiaires, proche des objectifs finals.

En définitive, la séquence analytique de toute politique économique est la suivante : [instruments] [objectifs opérationnels] [objectifs intermédiaires] [objectifs finals].

La transmission entre les instruments monétaires et les objectifs finals s'opère par des objectifs monétaires opérationnels liés aux outils et des objectifs monétaires intermédiaires, liés aux objectifs finals (Cabannes, 1994). En matière monétaire, ces différentes catégories sont présentées dans le tableau ci-dessous :

1. Objectifs de la politique monétaire

Comme toute politique économique, la politique monétaire vise à agir sur les variables économiques : les prix (donc l'inflation), le niveau d'activité (et donc la croissance), le niveau de l'emploi (et donc le chômage), et l'équilibre extérieur (Ottavj, 1993). On parlera ainsi de carré magique de Kaldor étant donné la difficulté d'atteindre simultanément ces quatre objectifs.

Notons que les objectifs ultimes de la politique monétaire sont : la croissance économique, le maîtrise de l'inflation et la défense de valeur de la devise national par rapport à celle des autres devise (Encarta, 2005). Toutefois, la détermination de l'objectif le plus important de la politique monétaire est controversée entre deux courants de pensée : les Keynésiens sont favorable à la croissance du revenu national alors que les monétaristes privilégient la maîtrise de l'inflation.

L'accélération générale de l'inflation à la fin des années 1970 a entraînée un recentrage de la mission de la banque centrale sur l'impératif de la stabilité de la monnaie. Ainsi, dans les faits, souligne Cabannes (1994), la priorité à la stabilité des prix a généralement remplacé le soutient de l'activité.

Et par rapport à son objectif final, Friedman considère que la politique monétaire n'est pas un instrument efficace pour atteindre le plein emploi ou réaliser la croissance économique. L'objectif final de la politique monétaire doit être la stabilité des prix (Cros et Prache, 1989).

Les autorités monétaires parviendrons à ce résultat en promouvant le mécanisme de financement des investissements fondé sur l'accroissement d'épargne stable et volontaire et non sur la création d'actifs monétaires (Mihigo, 2005).

S'il est généralement admis qu'à long terme le maintien de la stabilité des prix est l'objectif principal de la politique monétaire, les opérations à court terme de la Banque centrale sont focalisées sur la réalisation d'objectifs intermédiaires. Étant donné une difficulté de liaison directe entre les instruments et objectifs finals, Ottavj (1993) souligne que: « il est possible de réaliser les objectifs finals en agissant sur deux variables intermédiaires, les taux d'intérêt et les agrégats monétaires ».

Ndo Ndong (2003) renchérie par ailleurs que les informations relatives aux chocs qui perturbent l'objectif de stabilité des prix étant imparfaites, la banque centrale peut être amenée à rechercher un moyen d'améliorer son information afin de contenir plus efficacement de tels chocs. Sa politique monétaire pourrait être formulée en terme d'objectifs intermédiaires.

Pour atteindre ses objectifs finals, la politique monétaire a recours à différents instruments dont les principaux sont l'action sur le niveau de taux d'escompte, la fixation du montant des réserves obligatoires que les banques doivent déposer auprès de la banque centrale et l'encadrement des crédits de manière à contrôler la croissance de la masse monétaire (Encarta, 2005). Mais, nombreux sont des économistes qui soutiennent que la banque centrale dispose de trois instruments de la politique monétaire : les interventions sur le marché monétaire, les réserves obligatoires et le taux d'escompte (Mankiw, 2003 ; Bennassy, Coeuré, Boone, et Coudert, 2003 ; Samuelson et Nodhaus, 2000).

Ces opérations agissent à la fois sur le montant de liquidité en circulation et sur le montant de titres détenus dans le porte feuille de la banque centrale (Benassy, Coeuré, Boone, et Coudert, 2003). L'argent avec lequel la banque centrale achète les obligations (ou titres) accroît la base monétaire et donc l'offre de monnaie. L'argent qu'elle reçoit lorsqu'elle vend les obligations réduit la base monétaire et donc l'offre de la monnaie (Mankiw, 2003).

Elles désignent les règlementations par lesquelles les banques centrales obligent les banques commerciales à respecter un coefficient de réserves minimal. Toute hausse du coefficient de réserves obligatoires réduit le multiplicateur de réserves et donc l'offre de monnaie (Mankiw, 2003). En pratique, cet instrument n'est pas utilisé pour piloter la politique monétaire car il ne permet pas un contrôle fin de la liquidité (Benassy, Coeuré, Boone, et Coudert, 2003).

C'est le taux d'intérêt que prélève la banque centrale lorsqu'elle consent des prêts aux banques commerciales. Celles-ci empruntent auprès de la banque centrale lorsque leurs réserves sont insuffisantes pour respecter le coefficient de réserves obligatoires. Plus le taux d'escompte est faible, moins il est coûteux d'emprunter auprès de la banque centrale et plus les banques commerciales ont recours à cette modalité de financement. En conséquence, toute réduction du taux d'escompte accroît la base monétaire et donc l'offre de monnaie (Mankiw, 2003).

Voilà, les variables de politique sous son contrôle, que la banque centrale manipule directement en déterminant sa politique. Aujourd'hui, les instruments employés sont l'intervention sur le marché monétaire et l'opération de réescompte (Encarta, 2005). Faut-il aussi rappeler que la banque centrale ne contrôle qu'indirectement l'offre de monnaie en modifiant soit la base monétaire, soit le coefficient de réserves (Mankiw, 2003) : objectifs opérationnels de la politique monétaire.

Connaissant déjà la méthode ou la modalité de la politique monétaire, nous pouvons maintenant revenir sur le thème fondamental de notre étude, notamment le choix des objectifs intermédiaires de la politique monétaire. Mais, avant d'aborder ce point, parlons d'abord de l'indépendance et de la crédibilité de la banque centrale.

§. 3. Indépendance et crédibilité de la banque centrale

C'est depuis les années 77 que l'indépendance et la crédibilité de la banque centrale se sont avérées nécessaires pour atteindre l'objectif de stabilité des prix. Kydland et Prescot (1977) puis Barro (1988) ont mis en évidence le risque d' « incohérence temporelle » des décisions monétaires prises par les pouvoirs publics conduisant à un risque inflationniste (Jessua, 2001).

L'idée que sous tend l'indépendance de la banque centrale est de distribuer le rôle pour résoudre le dilemme inflation - chômage : au gouvernement, l'instrument de la politique budgétaire et l'objectif de croissance et de plein emploi ; à la banque centrale, la responsabilité de la politique monétaire et l'objectif de stabilité des prix (Benassy, Boone, Coeuré et Coudert, 2003).

La politique monétaire optimale peut se révéler irréaliste (ou mauvaise) lorsqu'elle n'est pas crédible c'est-à-dire lorsque les agents économiques considèrent que les autorités monétaires ont tout intérêt à renier leur engagements quant à la politique qu'elles suivront.

L'indépendance des banques centrales et le concept de crédibilité des autorités monétaire constituent des fondements de nouvelles politiques monétaires. Or, ce sont principalement ces deux fondamentaux qui ont fait longtemps défaut dans notre système d'organisation monétaire (Kasongo, 2002).

De Droey et Malgranger, (2005) soulignent que dans la littérature sur l'indépendance et la crédibilité de la banque centrale initiée par Barro et Gordon (1983), les autorités monétaires choisissent directement le taux d'inflation sans que la manière dont le taux d'inflation choisi est obtenu soit explicitée. Une analyse plus précise (voir Capoën, Sterdyniak et Villa, 1994) montrent que l'inflation réalisée dépend à la fois de la politique monétaire et de la politique budgétaire de sorte que l'indépendance de la banque centrale ne garantit pas à elle seule la crédibilité de la politique monétaire.

§. 4. Choix des objectifs intermédiaires de la politique monétaire

La politique monétaire participe bien entendu à la réalisation des objectifs généraux de la politique économique précédemment mentionnées, mais elle a ses points d'applications propres (objectifs dits « intermédiaires » ou « cible ») : assurer un « bon » niveau de croissance monétaire, faire apparaître un « bon » niveau de taux d'intérêt, maintenir un « bon » niveau de taux de change (Quaden, 1985).

Ces cibles sont des objectifs indirects étroitement liés à l'objectif ultime d'inflation, mais se traitant à un meilleur contrôle de la banque centrale (Burda et Wyplosz, 2003). Ces deux auteurs montrent qu'à court terme, les banques centrales contrôlent soit le taux d'intérêt soit l'offre de monnaie, jamais les deux simultanément. Si la banque centrale décide de fixer l'offre de monnaie, elle doit accepter tout taux d'intérêt compatible avec le comportement des agents. Quand elle opte pour l'instrument du taux d'intérêt elle renonce à toute possibilité de contrôler l'offre de monnaie.

Varoudakis (1994) retient, pour sa part, trois critères pour sélectionner la cible devant servir de pont entre l'instrument et l'objectif final :

· La variable retenue doit être proche du champ d'action direct des instruments de politique ;

· La fréquence de son observation (disponibilité de données finales) doit être supérieure à celle des objectifs finals ;

· Il faut qu'elle soit solidement reliée aux objectifs finals de politique par des relations statistiques stables, permettant aux autorités de connaître les répercussions d'un changement de cible sur les objectifs finals.

Pour lui deux candidats potentiels sont performants sur la base des critères : le taux d'intérêt et la masse monétaire. Le niveau du taux de change constitue un objectif intermédiaire fréquemment utilisé par les pays émergents qui veulent stabiliser leur inflation (Benassy, Coeuré Boone, et Coudert, 2003). Mais, cette cible affirme ces auteurs, a perdu du terrain en raison de conflits générateurs de crises entre les objectifs des politiques internes et externes des banques centrales.

Il faut cependant noter que si le modèle de Poole (1970) propose une solution optimale quant au choix de l'objectif intermédiaire de la banque centrale, l'opposition entre monétaristes et keynésiens reste manifeste sur la cible à retenir. Ainsi, en matière du choix des cibles monétaires, la littérature revient généralement sur quatre approches : approche keynésienne, approche monétariste, approche néo-keynésienne et l'approche de Poole.

Dans sa théorie générale Keynes souligne le rôle du taux d'intérêt comme instrument de pilotage de la demande globale (Benassy, Quéré, Benoît, Coeuré, Jacquet, Pissani et Ferry, 2005).

Selon les keynésiens, l'incitation à investir dépend essentiellement du niveau des taux d'intérêt. C'est donc à la politique monétaire que revient le rôle de réduire ces derniers par le biais de la création monétaire et de la politique d'open - market (Fux et Ghannan, 1988). Ainsi, pendant la majeure partie des années 1950 et 1960, il était convenu que le rôle des banques centrales était de garantir des taux d'intérêt faibles afin de favoriser l'investissement et la croissance. En conséquence une croissance endogène, souvent rapide de la monnaie était tolérée (Burda et Wyplosz, 2003).

L'objectif intermédiaire prôné par les keynésiens consistait à faire varier le taux d'intérêt afin de favoriser l'activité (ou à l'inverse l'inflation). Et pour Marcillioux (1980) la banque centrale agit sur l'activité économique par l'intermédiaire du taux d'intérêt. Son analyse se résume en ces termes : les autorités monétaires décident de faire croître plus rapidement l'offre de monnaie et le taux diminue ; des projets d'investissement jugés jusqu'alors non rentable les deviennent en raison de la baisse des coûts financiers si bien que les firmes sont incitées à augmenter leur capacité, la croissance des équipements étant effectives, la demande de service de travail est plus important, des salariés sont embauchés et l'activité progresse. L'expansion de la production est stimuler par l`augmentation de la demande provenant des nouveaux salariés. Elle subsiste aussi longtemps que les possibilités d'endettement demeurent avantageuses même si les coûts salariaux augmentent à la même vitesse que les prix.

Toutefois, l'action sur le taux d'intérêt se heurte, dans l'optique keynésienne, à la comparaison faite par les investissements potentiels entre taux d'épargne et « efficacité marginale de l'investissement ». Si celle-ci est basse même de faibles taux d'intérêt n'assurent pas l'investissement et donc la création d'emploi, situation de trappe à liquidité.

Durant les années de croissance, Cabannes (1994) montre que les autorités visaient surtout la stabilisation des taux d'intérêt. Mais, cette politique, à en croire Burda et Wyplosz, (2003), débouchera dans les années 1970, sur des taux d'inflation élevés. Ainsi, depuis la fin des années 1970, les théories keynésiennes ne sont plus appliquées, elles sont remises en cause par la doctrine monétariste qui a, à la fois, alimenté et tiré profit des nouvelles politiques mettant l'accent sur la maîtrise de l'inflation et de baisse de chômage (Encarta, 2005). Elles sont cependant, ce dernier temps, réhabilité par les néo-keynésiens.

A la suite de tensions inflationnistes qui ont caractérisé le années 70, les politiques d'inspiration keynésienne ont été abandonnées au profit de la vision monétariste.

L'émergence de la priorité à la stabilité des prix s'est accompagnée de l'adoption d'objectifs monétaires quantitative puis de la progression des idées libérales pour le cadre institutionnel (Cabannes, 1994) ; c'est tout le débat sur l'indépendance et la crédibilité de la banque centrale.

L'idée de base des propositions monétaires est la suivante : l'augmentation de la quantité de monnaie n'a d'effet que sur les prix et non pas sur les éléments réels. Selon la théorie quantitative de la monnaie, l'inflation est due à un excès de masse monétaire par rapport à la production réelle. Comme l'offre de monnaie est une donnée exogène du système, elle peut aisément être maîtrisée par la banque centrale (Fux et Ghannan, 1988).

Il convient de noter que si dans les années soixante-dix et quatre-vingt, les agrégats monétaires étaient les objectifs intermédiaires les plus employés, ils sont aujourd'hui de plus en plus remise en cause par le courant néo-keynésien.

Le modèle nouveau keynésien se focalise sur le taux d'intérêt comme moyen d'intervention de la banque centrale (la masse monétaire est déterminée de manière indépendante suite aux hypothèses concernant la fonction d'utilité) (Ernst, sd).

Dans son dossier traitant sur la politique monétaire à la recherche d'un objectif intermédiaire, Mucherie (sd) montre que les stratégies d'objectif intermédiaire de croissance d'un agrégat monétaire reposent sur trois caractéristiques :

Ces trois éléments, poursuit-il, ont été rendus en partie caduques par la déréglementation et le cloisonnement des marchés financiers (dans la zone OCDE^2(*) en 1980) :

· Les agrégats sont de moins en moins contrôlables et l'élasticité de la masse monétaire aux taux d'intérêt à court terme n'est pas forcement négative ;

· Dans la communauté des prévisionnistes rares sont ceux désormais qui considèrent la masse monétaire comme indicateur avancé de l'inflation.

Pour toutes ces raisons, c'est le taux d'intérêt qui semble avoir gagné « la bataille ».

En dépit du renouvellement des idées keynésiennes et convaincu aussi que le maintien de stabilité des prix est l'objectif principal de la banque centrale, le modèle de Poole (1970) offre un cadre d'analyse généralement admissible en matière du choix optimal de la cible monétaire.

La question principale sur laquelle repose les analyses de Poole consistent à savoir si les objectifs intermédiaires doivent -ils être défini en terme quantitatif ou qualitatif. Dans son article publié en 1970, Poole souligne que le choix optimal entre quantité (masse monétaire) et prix (taux d'intérêt) dépend à la fois de paramètres habituels décrivant la structure de l'économie et de l'importance relative de différentes sources d'incertitudes affectant l'économie.

En utilisant le modèle IS-LM avec chocs sur la demande de biens ou sur la demande de monnaie, Poole estime qu'il vaut mieux contrôler l'offre de monnaie en présence des chocs sur la demande de bien (fig.1.1a) et le taux d'intérêt en présence des chocs sur la demande de monnaie (fig.1.1 b).

Sur la figure (1.1a), supposons que IS subi des chocs aléatoires qui se situent entre IS₁ et IS₂(on ne sait pas où se situe exactement IS). On doit un objectif de plein emploi Y₂et on utilise le taux d'intérêt comme objectif. LM doit s'ajuster. Le revenu peut fluctuer entre Y₃ et Y₁. Si on fixe comme objectif la quantité de monnaie, LM va s'ajuster à LM₀et le revenu d'équilibre se situera entre Y₂ et Y_3.Dans le cas où le marché est entaché d'incertitude avec des chocs dans IS, un objectif de quantité de monnaie est préférable, car elle minimise la variation du revenu (Y₃-Y₂) (Y₁-Y₀).

Sur la figure (1.1b), on analyse une situation où la courbe IS est stable mais la fonction de demande de monnaie subie des chocs aléatoires. Si on fixe à M^*la masse monétaire, la courbe LM fluctuera entre LM₁ et LM₂et le revenu entre Y₁ et Y₂. Par contre si on fixe le taux d'intérêt à i* on aura la courbe LM qui se situera à LM₃ et le revenu à Y_E.On voit que manifestement le taux d'intérêt est ici l'objectif intermédiaire le meilleur.

Si les chocs frappent IS et LM en même temps, il faudra voir l'importance des chocs IS et sur LM pour savoir l'objectif à prendre en compte.

La question du choix de la cible à retenir est purement empirique et le bon régime dépend des caractéristiques de l'économie et de la simulation stochastique (Benassy, Boone, Coeuré et Mahfouz, 2006). En étendant le modèle de Poole(1970) sur le choix du régime de taux de change, ces auteurs soutiennent que les changes flexibles seront préférés aux changes fixes en cas des chocs sur la demande de biens et l'inverse en cas des chocs sur la demande de monnaie.

Ces différentes approches ne manquent des bases empiriques qui les soutiennent. D'où la revue de la littérature empirique.

SECTION 2. REVUE DE LA LITTÉRATURE EMPIRIQUE

A la suite de Poole (1970), de nombreux auteurs ont comparé le contrôle de la masse monétaire et du taux d'intérêt pour montrer que le contrôle de la masse monétaire était préférable si la demande de monnaie était relativement corrélée avec les chocs sur la demande de biens (Creel et Sterdyniak, 1999).

Friedman (1975) a montré que la comparaison était faussée si on considérait que ce sont tous deux des instruments directs de la politique monétaire. Il est préférable de comparer des familles de fonction de réaction où les autorités font varier le taux d'intérêt selon les informations disponibles pour prévoir l'évolution des prix et de la production. Dans ce cadre, la masse monétaire est concurrencée par l'ensemble des indicateurs disponibles. Elle n'a aucune légitimité particulière.

Dans le cadre de leur analyse sur la cible optimale de politique monétaire en chine, Guo et Wang (2005) aboutissent à la conclusion selon laquelle la masse monétaire est l'objectif intermédiaire optimal parce qu'elle permet d'ajuster la déviation de l'inflation, de l'out put gap et du change à leur niveau cible. En appliquant le test de causalité de Granger ; il apparaît qu'en Chine le taux de croissance de la masse monétaire produit un effet beaucoup plus important que le taux d'intérêt sur la stabilisation du revenu réel entre 1995 et 2003.

Fair (1988) applique les simulations stochastiques pour analyser le choix optimal de l'instrument à court terme de la politique monétaire aux États-unis. Il aboutit au résultat selon lequel le choix du taux d'intérêt comme instrument à court terme de la FED^3(*) est justifié par l'importance des chocs qui affecte le marché monétaire américain.

En Afrique, Ndo Ndong (2003) en étudiant la cible d'inflation dans le pays de la CEMAC^4(*) aboutit à la conclusion selon laquelle le choix du taux d'intérêt comme objectif cible apparaît donc judicieux en raison de la structure de financement des économies de la zone BEAC^5(*) dont la caractéristique principale est la prédominance du crédit bancaire.

Conclusion partielle

Bref, dans ce chapitre nous avons essayé de passer en revue la littérature sur la politique monétaire. Pour ce faire, nous l'avons subdivisé en deux sections notamment la revue de la littérature théorique d'une part et empirique d'autre part. Dans la section une, nous sommes parti de la définition des concepts à la problématique même du choix des objectifs intermédiaires de la politique monétaire en passant par la méthode de la banque centrale. A travers la section deux, nous avons une idée sur la manière dont le débat sur le choix des cibles monétaires est appuyé par des arguments empiriques. Dans les points qui suivent nous allons aborder le chapitre sur l'approche méthodologique.

CHAP. II. APPROCHE MÉTHODOLOGIQUE

Dans ce chapitre, il est question d'expliquer la manière dont nous allons procéder pour atteindre les résultats de nos analyses. La méthodologie retenue s'inspire de l'approche de Poole (1970) qui repose essentiellement sur le modèle IS-LM simplifié. Cette approche insiste sur la dimension stochastique et présente un modèle qui offre un cadre à partir duquel la question du choix des objectifs intermédiaires de la politique monétaire pourrait être analysé. Ainsi, nous allons tout d'abord commencer par spécifier le modèle et par la suite passer à la présentation des variables.

SECTION 1. SPÉCIFICATION DU MODÈLE

A travers une approche économétrique, il va ressortir de cette section la démarche procédurale à suivre pour analyser la pertinence du choix de l'objectif intermédiaire de la politique monétaire en RD Congo. Notre attention sera de prime à bord focalisée sur la forme théorique du modèle et par la suite au modèle empirique à des fins d'estimation.

§ 1. Modèle théorique

A l'instar de Poole (1970), la spécification retenue consiste à analyser l'importance des chocs qui affectent l'économie dans son aspect réel et monétaire. Poole (1970) utilise, pour ce faire, le modèle IS-LM simplifié qui, sous forme fonctionnelle, peut se présenter de la manière suivante :

Pour besoin d'analyse, l'équation (1) est soumise à un certain nombre d'hypothèses. Blanchard et Cohen (2004) montrent que pour obtenir une relation entre production et investissement, nous ferons ici un certain nombre d'hypothèses simplificatrices.

- l'économie étant fermée, nous négligerons l'influence des exportations et des importations (X = M = O) ;

- pour se concentrer sur le comportement de l'épargne privée, on ignore aussi le rôle du gouvernement (G =O).

L'investissement étant une fonction inverse du taux d'intérêt (Tdes), la relation entre la production et l'investissement peut alors s'écrire comme suit :

Cette relation représente la courbe IS et montre que la production est une fonction décroissante, toutes choses restant égal par ailleurs, du taux d'intérêt.

La courbe LM, quant à elle, est une fonction « stable » dépendant négativement du taux d'intérêt nominal et positivement du revenu réel. Et, lorsqu'on tient compte de l'hypothèse avancée par Goux et Kigabo (2005) c'est-à-dire la prise en compte du taux de change dans le petit pays en développement où la circulation des devises est importante, la fonction de demande d'encaisse monétaire réelle pour la RD Congo aura la forme suivante :

Tenant compte de toutes ces hypothèses, le modèle IS-LM à analyser pourra alors, sous forme fonctionnelle, être présenté comme suit :

Cette spécification, aussi générale, fournie par la théorie économique, ne peut guère prétendre exprimer la valeur de la et/ou des fonctions à partir des valeurs des variables. Pour faciliter l'obtention de tels résultats, on remplacera souvent la ou les fonctions par une forme linéaire présentant des propriétés analogues. Ce qui nous amène à choisir un modèle empirique.

§ 2. Choix du modèle empirique

Le modèle théorique nous a conduit à choisir un modèle empirique à estimer. Ce dernier étant entendu comme le modèle susceptible d'être estimé.

En nous inspirant plus précisément du modèle de Poole (1970) tel que synthétisé par Arthus et Morin (1991), nous avons retenu la spécification empirique suivante :

Ce modèle comprend deux équations et quatre variables dont une seule variable expliquée (PIBR) et trois sont explicatives (Tdes, RM2, et Exr)^6(*). Notons que la troisième variable explicative (Exr) est ajoutée pour besoin d'analyse et cela sous l'inspiration de l'hypothèse avancée par Goux et Kigabo (2005).

Arthus et Morin (1991) soulignent qu'il vaudra mieux contrôler le taux d'intérêt si :

C'est-à-dire si l'aléa monétaire est grand par rapport à l'aléa de demande. L'inverse justifierait le contrôle de la masse monétaire.

Après cette spécification du modèle théorique et empirique nous pouvons alors passer à la présentation des variables.

SECTION 2. PRÉSENTATION DES VARIABLES

L'objet de cette section est de présenter les différentes variables du modèle que nous cherchons à analyser. Elle comprend deux paragraphes notamment la revue de la variable expliquée et celles des variables explicatives.

§ 1. Variable expliquée

Pour qu'une cible intermédiaire de la politique monétaire soit qualifiée d'optimale, elle doit permettre de minimiser le plus possible la variabilité du revenu réel (Varoudakis, 1991). Autrement dit, ne sera sélectionnée comme objectif intermédiaire -taux d'intérêt ou masse monétaire -que celui qui stabilise par rapport à l'autre le revenu réel.

Ainsi, le Produit Intérieur Brut réel est considéré comme la variable expliquée de notre modèle. Les tableaux et graphiques ci-dessous retracent donc son évolution durant la période sous examen.

année	0	1	2	3	4
1970	133.433	142.457	142.909	154.658	153.319
1975	145.6834	137.940	138.990	131.546	132.008
1980	135.032	136.939	134.724	136.457	140.184
1985	143.776	147.570	151.412	155.207	153.088
1990	143.034	130.987	117.274	101.414	97.4845
1995	98.1682	97.1089	91.8413	90.2235	86.3522
2000	81.0355

année	0	1	2	3	4
1970	10.20447	6.76291	0.37718	8.22102	-0.86550
1975	-4.98084	-5.31465	0.76096	-5.35578	0.351392
1980	2.29063	1.41207	-1.61744	1.28663	2.73112
1985	2.56234	2.63898	2.60376	2.50588	-1.36502
1990	-6.56728	-8.42254	-10.4690	-13.5291	-3.87428
1995	0.70137	-1.07907	-5.42443	-1.76156	-4.29074
2000	-6.15702

Il est vrai que l'économie Congolaise est dans une situation de permanente récession pendant toute la période sous étude. Le taux de croissance moyenne du Produit Intérieur Brut réel est de -1,15% par an entre 1970 - 2000 et les fluctuations autour de ce taux moyen sont très importantes.

Ci-après les graphiques de l'évolution du PIB réel en volume et en pourcentage.

Graphique n°1.2 Évolution du PIB réel en volume et en pourcentage (1970-2000).

Il ressort, en effet, du graphique ci - dessus que l'évolution du Produit Intérieur Brut réel est affectée d'amples variations. Depuis les années 70 jusqu' en 2000, quatre phases principales peuvent être dégagées. La première va de 1970 à 1974, la seconde de 1975 à 1982, la troisième de 1983 à 1989 et en fin la quatrième de 1990 à 2000.

Pendant la période (1970 - 1974) le PIB réel a évoluée à un rythme satisfaisant avec un taux de croissance moyenne de 6,39% par an. C'est au cours des cette période qu'un taux de croissance sans précédent a été enregistré : 10,2% en 1970.

Au cours de la période (1975 - 1982), le Produit Intérieur Brut réel évolue à un rythme décroissant à part une petite amélioration observée en 1977. Le taux de croissance moyen pendant cette période est de -3,15% par an. L'on pourra attribuer cette croissance négative non pas seulement à la crise pétrolière des années 73 mais aussi les à - coups de la zaïrianisation ont joué un très grand rôle négatif, bien entendu. L'invasion de la province minière du Shaba en 1977 et 1978 a sensiblement contribuée à la mauvaise performance du Produit Intérieur Brut réel en cours de cette période (Akitoby et Cinyabuguma, 2004).

Entre 1983 - 1989, on enregistre une certaine amélioration de la production réelle avec un taux de croissance de 1,68% en moyenne par an et cela grâce aux efforts des redressement mis en oeuvre avec les concours du Fonds Monétaire International à travers le programme d'ajustement économique et financier (Gamela, cité par Namegabe, 2004).

A partir de l'année 1990 jusqu'en 2000, l'économie de la R.D. Congo est en récession. Cette période est caractérisée par la manifestation de l'hyperinflation, des tensions politiques et guerres. Ces événements sont à la base de la baisse sensible du Produit Intérieur Brut réel. On enregistre ainsi une très forte baisse de la production réelle, -5,19% en moyenne par an avec une pointe sans précédent, à la différence de celui de 1970, de - 13,52% en 1993. Bref, la crise ayant caractérisée la décennie 90 en R.D. Congo trouve sa justification dans le manque de cohérence politique et les conflits armés.

§ 2. Les variables explicatives.

La politique monétaire regroupe l'ensemble des activités visant à influencer les niveaux de l'activité et des prix par l'intermédiaire du montant et du coût de la monnaie (Greffe, 1987). Les autorités monétaires peuvent soit surveiller les taux d'intérêt et faire en sorte qu'ils aient le niveau désiré, soit surveiller la masse monétaire et faire en sorte que son évolution s'effectue à un rythme choisi à l'avance. Ainsi, pour besoin d'analyse nous retenons, toutes chose restant égal par ailleurs, le taux d'intérêt et la masse monétaire comme variables explicatives.

Les taux d'intérêt à court terme sont largement déterminés par la politique monétaire qui est menée par les banques centrales dans le but de stabiliser les prix et l'activité, c'est-à-dire le Produit Intérieur Brut réel. ÿÿ84 ÿÿpar

Bien qu'il existe plusieurs taux d'intérêt, Ondo Ossa (2003) laisse voir que la nomenclature de classification inspirée par le Fonds Monétaire International offre l'avantage de regrouper les différents taux directeurs en trois catégories principales :

En effet, dans la conduite de la politique monétaire en RD Congo, « les ajustements sur les marchés de la monnaie centrale s'effectuent par les variables des taux d'intérêt, principalement le taux de prêt à court terme auprès des banques commerciales et le taux d'escompte ». Et donc, une hausse de ces taux entraîne une baisse de la masse monétaire, freine les investissements et par conséquent fait baisser la demande globale et ensuite l'inflation ; le niveau d'inflation dépendra alors des tensions sur les marchés monétaires et des biens et services.

La fonction de demande de monnaie que nous allons utiliser conduit à retenir, pour l'estimation, le taux d'intérêt sur les prêts. Mais faute de statistique pour cette variable, nous allons alors retenir le taux d'escompte pour besoin d'analyse. Il faut noter que les statistiques disponibles sur la variable de base c'est-à-dire le taux d'intérêt sur les prêts ne commencent qu'à partir de l'année 1994 si l'on se réfère aux données de la banque mondiale. Et donc, par rapport à la période sous revue, il y a au moins 25 observations qui manquent. Les tableaux et graphiques ci-dessous retracent l'évolution du taux d'intérêt.

année	0	1	2	3	4
1970	5	5	5	5	7
1975	6	9	12	12	12
1980	12	12	15	20	20
1985	26	26	29	37	50
1990	45	55	55	95	145
1995	125	238	13	22	120
2000	120

année	0	1	2	3	4
1970	3.38547	-6.27110	-7	-6.24649	-19.3736
1975	-54.9855	-34.4282	-49.0595	-45.3811	-99.1331
1980	-35.1917	-27.2213	-22.9216	-51.9036	-38.6807
1985	12.9444	-31.9037	-55.3179	-35.7855	25.5773
1990	25.3531	-1086.32	-2674.79	-4488.08	-9651.9
1995	-245.272	-454.962	-0.75737	-112.842	-363.722
2000	-391.207

Les graphiques ci-après retracent l'évolution du taux d'intérêt nominal et réel.

Il ressort des graphiques ci-dessous l'évaluation du taux d'escompte (nominal et réel) pour toute la période sous analyse. On s'aperçoit donc que la direction du crédit et des marchés financiers de la banque centrale du Congo détermine le taux directeur (taux d'escompte) en fonction du taux d'inflation. Cette manière de procéder rejoint l'affirmation selon laquelle « le taux d'intérêt nominal tend à augmenter avec l'inflation ». La principale raison qui justifie ce comportement peut être formulée en ces termes : étant donné que les prix des biens et services augmentent sous l'effet de l'inflation et que, donc, le remboursement des prêts en espèces plutôt qu'en nature pénalise le prêteur, celui-ci sachant que l'argent qu'on lui remboursera aura perdu de sa valeur, exigera donc une compensation sous forme d'un taux d'intérêt nominal plus élevé (Benassy, Quéré, Boone et Coudert, 2003).

Pendant la période allant de 1970 à 1990, le taux d'escompte est faible en raison du niveau presque aussi faible de l'évolution du taux d'inflation. Cette période est caractérisée par une politique monétaire restrictive à part une certaine expansion observée en 1975 et en 1990.

Cette politique restrictive amorcée depuis les années 74 s'est poursuivie, jusqu'en 2000. Il s'observe toutefois une certaine expansion en 1997. Il importe de souligner qu'au court de l'année 1996, le taux d'intérêt nominal a enregistré un seuil jamais atteint dans l'histoire monétaire de la RD Congo : 238%. Le caractère quasi négatif du taux d'intérêt réel est consécutif aux tensions inflationnistes qui ont caractérisé le pays au cours de la période sous examen.

Considérée comme l'ensemble des moyens de paiement mis à la disposition des agents économiques afin de garantir la liquidité de l'économie, la masse monétaire, tout comme le taux d'intérêt, est la cible susceptible d'être contrôlée par la banque centrale pour stabiliser la production. Le graphique ci-dessous retrace l'évolution de la masse monétaire en termes nominaux et réels pendant toute la durée d'étude.

année	0	1	2	3	4
1970	27.0725	27.92021	29.27599	52.47088	47.28707
1975	37.59307	31.51964	28.34606	26.47156	19.95600
1980	17.56008	16.24434	18.09167	19.69428	18.40565
1985	18.42559	18.94658	19.70350	19.46590	25.03585
1990	49.29518	93.64751	172.5697	174.2438	158.0335
1995	141.4030	120.6494	127.0256	136.7418	126.4956
2000	120.4681

année	0	1	2	3	4
1970	227.107	241.901	288.482	792.743	557.449
1975	594.656	777.918	1239.433	1906.043	2198.972
1980	3651.805	5005.119	9220	16928.9	21583.8
1985	26295.6	43822.4	84892	137847.8	273000
1990	785000	18282000	942808419	30884512564	2.46E+12
1995	1.02E+13	6.47E+13	9.83E+13	2.54E+14	1.17E+15
2000	7.07E+15

Il ressort du graphique si haut que le taux de croissance de la masse monétaire a évolué à un rythme très croissant. A en croire Huybrechts, Mudimbe, Peeters, Vanderlinden, Dersteen et Verhaegen (1981), le crédit accordé par la Banque du Zaïre aux entreprises publiques non financières, aux Banques de dépôts et aux autres institutions financières, aux entreprises et aux particuliers est extrêmement limité. C'est le crédit à l'État qui représente la plus grande partie de ses engagements.

Jusqu'en 1973, la masse monétaire s'est accru de l'ordre de 53.6% en moyen par an. Il s'est en suite accru de manière vertigineuse en raison du financement monétaire du défit budgétaire. Entre 1974-1976, la masse monétaire a augmentée en moyenne de 2.60% par an. Cette augmentation est évaluée à 52.64% en moyenne par an entre 1977- 1982. En dépit du programme d'ajustement appliqué en RD Congo entre 1983-1989, l'accroissement de la masse monétaire n'a pas changé la tendance. Au cours de cette période il est estimé à 78.8% en moyenne par an.

Ngoy (2002) écrit que : « l'échec et l'abandon du programme d'ajustement en 1990, a fait basculer la RD Congo dans l'hyper-inflation ». Pour faire face à la demande des billets suscités à la fois par l'hyper-inflation et le financement des déficits budgétaire, la Banque du Zaïre a accéléré les émissions jusqu'à porter atteinte à la fonction d'unité de compte de la monnaie nationale et celle de moyen de paiement souligne Tshiunza (1996). Et donc entre 1991-1994, l'évolution moyenne du stock monétaire est évaluée à 83186.2% par an.

De 1995 à 2000 la masse monétaire (M₂)^8(*) n'a fait que grimper. Elle est évaluée à 120.6% en moyen par an. Toutefois, un ralentissement s'observe en 1997 et en 1999. celui-ci est surtout dû d'une part à l'appréciation de la monnaie par rapport aux devises étrangères et d'autre part à la faible monétisation du déficit de l'État, attribuable à l'aménuisément du stock de billets de banque (BCC ; 1997 ; 1999).

Sur le graphique, on s'aperçoit qu'il y a donc accroissement de la masse monétaire en termes nominaux, mais raréfaction de la monnaie nationale en termes réels. Tshiunza (1996), attribue pareille situation à la crise de l'unité de compte qui se traduit par une diminution considérable de la masse monétaire réelle, malgré l'augmentation vertigineuse où la circulation en terme nominaux.

Outre les trois variables retenues dans le modèle standard de référence, nous allons introduire une quatrième : le taux de change. A ce sujet, Goux et Kigabo (2005) souligne la nécessite de prendre en compte le taux de change lorsqu'on veut tester l'écriture standard de la fonction de demande de monnaie pour les petits pays en développement où la circulation des devises est importante.

Le taux de change est le prix de la monnaie nationale par rapport aux monnaies étrangères. Blanchard et Cohen (2004) écrivent que : « le taux de change nominaux entre deux monnaies sont données de deux façons : le prix de la monnaie nationale par rapport à la monnaie étrangère ; le prix de la monnaie étrangère par rapport à la monnaie nationale ». Le taux de change que nous utilisons ici correspond à la deuxième expression. Il s'agit du taux de change officiel vis-à-vis du dollar américain, exprimé en terme nominal. Les tableaux et graphiques ci-dessous retracent l'évolution de cette variable pendant toute la période sous examen.

_année	0	1	2	3	4
1970	0.5	0.5	0.5	0.5	0.5
1975	0.5	0.8	0.9	1	1.74
1980	2.8	4.4	5.81	12.9	36.1
1985	49.9	57.1	112.4	187.1	381.6
1990	718.4	15584	645409	7530000	3582300000
1995	21073200000	175536600000	360000000000	555000000000	1.035E+12
2000	8.175E+12

	0	1	2	3	4
1970	2	2	2	2	2
1975	2	1.25	1.11111	1	0.57471
1980	0.35714	0.22727	0.17212	0.07752	0.02770
1985	0.02004	0.01751	0.00890	0.00535	0.00262
1990	0.00128	6.4168E-05	1.5494E-06	1.3280E-07	2.7915E-11
1995	4.7454E-11	5.6968E-12	2.7778E-12	1.8018E-12	9.6614E-13
2000	1.2232E-13

Il ressort du graphique ci-dessus quatre phases caractéristiques de l'évolution du taux de change en RD Congo. La première va de 1970 à 1975 ; la seconde de 1976 à 1982 ; la troisième de 1983 à 1993 et en fin la quatrième de 1994 à 2000.

Le recours au financement monétaire pour éponger les déficits publics crée de ce fait les principales conditions génératrices de la dépréciation et de l'inflation en RD Congo (Madinda, 2005). Jusqu'à la fin de l'année 75, la monnaie Zaïroise par rapport au dollar est stable (soit 1Z = 2$ USD ou 0,50$ USD = 1Z). Mais, la chute de cours des produits d'exportations ; la hausse vertigineuse du prix du pétrole ; les lois de Zaïrianisation et de radicalisation édictées en 1973-1974 précipitèrent le pays dans le marasme. Par la suite, l'incurie croissante dans la gestion des finances publiques va se traduire par des mesures plus fréquentes et plus débiles de redressement monétaire.

A partir du 12 mars 1976, le Zaïre commence par abandonner la parité de 1Z = 2$ USD (0,50$ = 1Z) et aligne sa monnaie sur le Droit de Tirage Spécial (DTS) nouvelle monnaie de réserve gérée par le Fonds Monétaire International. Désormais, 1 Z vaut 1DTS, ce qui revient à le dévaluer de 42% (1Z = 45,8FB). Cette opération s'était inscrite dans un processus de mise en place d'un programme de stabilisation appuyé par le Fonds Monétaire International. A partir de ce moment, le Zaïre va connaître une période de dévaluation en cascade. De 1Z = 1DTS = 1,16$USD = 44,89FB en 1976, on est passé à 1Z = 0,2625DTS = 0,34$USD = 10,19FB en 1980. En 1981 et 1982, 1Z vaut respectivement 0,23$ USD et 0,17$ USD.

En 1983, une reforme du régime du taux de change intervient au Zaïre. Le pays opte pour le régime des changes flottants et libéralise la réglementation des changes. La révision décidée de la parité de la monnaie consacre une dévaluation de 77,5%, partant de la parité de 1Z = 0,1575 DTS en vigueur, depuis le 22 juin 1981, à 1Z = 0,03542 DTS. Jusqu'à la fin des année 1983, le Zaïre ne s'était que très certainement déprécié par rapport au dollar américain. Les mesures de septembre 1983 s'étaient inscrites dans le cadre d'un programme d'ajustement économique et financier qui, en fin d'exercice, avait reçu le soutien du Fonds Monétaire International.

Lâché par le Fonds Monétaire International, la République du Zaïre pataugeant déjà dans une entropie avancée, se retrouva avec un gonflement malsain des dépôts bancaires et l'incapacité croissante des banques et autres agences agréées à répondre aux demandes de retraits des fonds exprimées par la clientèle. Ce qui conduisit, dès l'orée des années 90 à la prolifération des cambistes de rue. Le développement de ces banquiers de fortune a totalement fragilisé le système bancaire officiel.

En fin de compte, la monnaie Zaïroise s'est érodée de manière extraordinaire sous l'influence de pressions inflationnistes à peu près ininterrompues qui trouvent leur origine à la fois dans la financement monétaire des déficits des finances publiques (la planche à billets) et dans des équilibres structurels croissant, au premier rang des quels se trouve le développement insuffisant des capacités productives et surtout le recul de l'agriculture (Madinda, 2005).

Conclusion partielle

En définitive, ce chapitre nous a permis de passer en revue l'évolution des différentes variables qui sont utilisées dans le modèle à tester. Il présente également la spécification théorique aussi bien qu'empirique du modèle à estimer. La présentation et interprétation des résultats sont donc traitées dans le chapitre qui suit.

CHAP. III. PRÉSENTATION ET INTERPRÉTATION DES RESULTATS

Dans ce chapitre, il est question de présenter et d'interpréter les résultats de nos analyses. L'estimation du modèle est faite sur des données annuelles couvrant la période 1970 à 2000, soit 31 observations (tableau 1 en annexe). Les données utilisées sont tirées des statistiques du Fonds Monétaire International et subsidiairement complétées par celles de la Banque Mondiale. Toutes les variables sont exprimées en logarithme.

Ainsi, nous allons dans un premier temps passer à la présentation des résultats avant de procéder, dans un second temps à leurs interprétations.

SECTION 1. PRÉSENTATION DES RESULTATS

Pour éviter des régressions fallacieuses entre différentes variables du modèle à tester, il s'avère nécessaire de passer par une analyse préliminaire des données. Cette analyse nous permettra, bien entendu, à ne pas tomber dans le risque d'estimer des relations « fallacieuses » et d'interpréter les résultats de manière erronée. Pour ce faire, nous allons donc recourir aux tests de stationnarité et de co-intégration étant donné que les variables que nous analysons sont des séries chronologiques.

§ 1. Le test de stationnarité

Avant le traitement d'une série chronologique, il convient d'en étudier les caractéristiques stochastiques. Si ces caractéristiques, c'est-à-dire - son espérance et sa variance - se trouvent modifiés dans le temps, la série chronologique est considérée comme non stationnaires dans le cas d'un processus stochastique invariant, la série temporelle est alors stationnaire (Bourbonnais, 1998).

Pour étudier la stationnarité, on recourt à trois types de test : test de Dickey-Fuller, test de Dickey-fuller Augmenté et test de Phillips-Peron. Comme les limites du test DF sont complétées par ADF, nous allons donc utiliser cette version la plus complète du test ADF de Dickey-Fuller (1981) pour vérifier la stationnarité des variables.

Mais, avants d'en arriver là, il est nécessaire de déterminer le nombre de retards à prendre à compte pour chaque variable. Le nombre est déterminé grâce au test de akaike (1974) et schwarz (Yumbi, 2002). A ce propos, c'est le retard p qui minimise les critères AIC^9(*) ou SC^10(*) qui sera retenu souligne Dossou (2000). Le nombre de retards retenu pour nos variables est ainsi déterminé à partir des dits critères. Cependant, ces critères semblent n'être pertinents que dans la présentation VAR, car écrit Dossou (2000) : « les critères d'information d'akaike et de Schwartz peuvent être utilisés pour déterminer avec précision le nombre de retards p du modèle « VAR ». Nos analyses n'étant pas axées sur le modèle VAR, ces critères vont juste nous permettre de déterminer la valeur optimale du test ADF ainsi que le modèle à partir duquel la variable est stationnaire.

Le tableau ci-dessous présente les résultats des tests ADF appliqués sur chacune des variables.

Tableau n° 6.3 : Récapitulatif du test de stationnarité de Dickey-Fuller Augmenté (ADF)

Variables

Trend

Constant

Nombre de retards

Valeur de test ADF

T tabulé

Valeur critique à 5%

Ordre d'intégration

Log (PIRB)

Log (Tdes)

Log (RM2)

Log (Exr)

Non

Oui

Non

-1,61

-3,95

-1,99

-1,405

-3,50

-4,2412

-3,5670

-3,5943

-3,5731

I (0)

ÄLog (PIBR)

ÄLog (Tdes)

ÄLog (RM2)

ÄLog (Exr)

Oui

Non

Oui

Non

Oui

Non

-3,80

-6,28

-2,11

-4,02

-3,50

3,50

-1,95

-3,50

-3,6027

3,5731

-1,9546

-3,5943

I (1)

On acceptera l'hypothèse d'existence d'une racine unitaire c'est-à-dire d'un processus non stationnaire, lorsque la valeur empirique du test ADF est supérieure à celle du t- statistique.

La comparaison des valeurs du test ADF aux valeurs des t- statistiques lus (statistique de Mc Kinnon)^11(*) montre qu'au seuil de 5% trois variables sont stationnaires en différence première et une l'est en niveau. En remplaçant le taux d'intérêt par sa différentielle, toutes les variables deviennent ainsi intégrer de même ordre I (1). D'où l'existence d'un risque de co-intégration. Cela nous conduit à passer au test de co-intégration.

§ 2. Le test de co-intégration

Comme l'écrit Bourbonnais (1998), l'analyse de la co-intégration permet d'identifier clairement la relation véritable entre deux (ou plusieurs) variables en recherchant l'existence d'un vecteur de co-intégration et en éliminant son effet les cas échéant.

Le test de co-intégration se fait soit par l'approche de Engel et Granger (1987), soit par l'approche de Johansen (1988).

L'approche de Engel et Granger porte sur le test de racine unitaire du résidu. A partir du moment où les séries sont co-intégrées de même ordre, on peut estimer par les moindres carrés ordinaires la relation de long terme entre les variables. L'estimation par les moindres carrés ordinaires permet de calculer le résidu. Si ce résidu est stationnaire, - à niveau bien sûr - l'hypothèse d'une co-intégration, c'est-à-dire de relation de long terme, entre les variables est acceptée.

L'approche de Johansen, quant à elle, permet par la méthode de maximum de vraisemblance de tester l'existence d'une relation de long terme dans la série temporelle et d'obtenir tous les vecteurs de co-intégration dans un cadre multi varié. Contrairement à l'approche de Engel et Granger qui ne tient compte que d'une seule relation de co-intégration, celle de Johansen apparaît plus attrayante lorsqu'on veut tester la co-intégration dans un système de plusieurs variables (Youmbi, 2002). Le principe du test de Johannsen est basé sur la comparaison de la ration de vraisemblance LR à la valeur critique notée CV.

Si l'approche d'Engel et Granger (1987) s'avère nécessaire pour tester la co-intégration entre les variables de l'équation (1c) étant donné le nombre de variables que contient cette équation, l'approche de Johansen serait appropriée pour tester la co-intégration entre les variables de l'équation (2c).

Le test de racine unitaire sur le résidu de l'équation (1c) (avec p = 10) et la comparaison de la valeur du test ADF à la valeur t- student tabulaire montrent que celui-ci est stationnaire en niveau, confirmant de ce fait, l'existence d'une relation de co-intégration entre le Produit Intérieur Brut réel et le taux d'intérêt. Ci-dessous le tableau du test ADF sur le résidu.

A partir de ce résultat, il est alors possible d'estimer le modèle à correction d'erreur pour l'équation (1c). Mais, avant cela, il convient aussi de tester l'existence d'une relation de co-intégration entre les variables de l'équation (2c). Le test de Johansen sur (2c) présente le résultat ci-après :

Le test de co-intégration effectué sur l'équation (2c) rejette l'hypothèse d'existence de plusieurs vecteurs de co-intégration en faveur de la relation d'équilibre entre l'encaisse monétaire réelle d'une part et d'autre part le Produit Intérieur Brut réel, le taux d'intérêt et le taux de change. Il existe donc une relation de co-intégration entre les trois variables parce qu'on obtient au seuil de 5% une valeur du test Max Eigen de 83,34% supérieur à une valeur critique de 62,99 (au seuil de 0,05).

Si les tests de co-intégration, permettent de détecter la présence d'une relation de long terme entre les variables, il est aussi important de connaître l'évolution à court terme et à moyen terme de cette relation. L'outil nécessaire pour parvenir à une telle fin est le modèle à correction d'erreur (Youmbi, 2002).

L'objectif du modèle à correction d'erreur est d'une part d'éliminer l'effet des vecteurs de co-intégration et d'autre part de rechercher la liaison réelle entre les variables (Bourbonnais, 1998).

Ainsi, conformément au théorème de représentation de GRANGER et ENGEL (1987), les relations entre d'une part les variables de l'équation (1c) et d'autre part celles de l'équation (2c) peuvent être représentées à l'aide d'un mécanisme à correction d'erreur sous la forme suivante :

Log (RM2)_t = c + â₁log (PIBR)_t + â₂log (Tdes)_t + â₃log(Exr)_t + í_t (2d)

ÄLog (RM2)_t = c + â₁Älog(PIBR)_t + â₂Älog(Tdes)_t + â₃Älog(Exr)_t +

Les équations (1d) et (2d) représentent les relations de long terme où les á_iet â_i sont des élasticités de long terme par rapport aux variables dont ils sont associés. Les équations (1d)' et (2d)'sont, elles, des relations de court terme. Les á_ietâ_isont des élasticitésde court terme par rapport aux variables dont ils sont associés.

Cependant, le coefficient y représente la force de rappel vers l'équilibre. Il doit être significatif et nécessairement compris entre -1 et 0.

Dans le but de stabiliser le modèle, nous allons donc introduire des variables muettes dans les équations (1d)'et (2d)'. Dans (1d)', cette variable prend la valeur 1 pour toutes les périodes des guerres et troubles politiques (1978, 1991,1993, 1997, 1998,1999 et 2000)^12(*) et 0 ailleurs. Dans (2d)', elle prend la valeur 1 pour toute la période d'hyperinflation (1990-1994) et 0 ailleurs.

D'après les résultats issu du test de co-intégration, à travers, d'une part, l'approche d'Engel et Granger et d'autre part l'approche de Johansen, il existe au plus une relation de co-intégration. Le vecteur de co-intégration est unique pour l'équation (1d) de même que pour l'équation (2d). L'hypothèse d'une co-intégration est donc acceptée entre le revenu réel et le taux d'intérêt (ici le taux d'escompte) d'un coté et de l'autre coté entre la demande d'encaisse monétaire réelle et ses fondamentaux.

Nous pouvons dès lors procéder à l'estimation de long terme par la méthode des moindres carrés. Pour établir ces relations, nous utiliserons l'équation (1d) et l'équation (2d) surtout que notre modèle est à deux équations.

§ 3. Les résultats empiriques

En utilisant les données concernant la RD Congo pour la période 1970-2000 et la méthode des moindres carrés ordinaires, on obtient les valeurs estimées des équations structurelles (1d ; 1d') et (2d ; 2d') ci-dessous :

R²=0.388; R² adj. =0.367; D-W=0.32; F-stat. =18.45244 et Prob (F- stat) =0.000178

Alors que dans l'équation (1d) R²montre que le taux d'intérêt explique à 38% le Produit intérieur Brut réel, dans l'équation (2d) les variables indépendantes expliquent à 69.5% (R²) et à 65.9% (R² adj.) la demande de monnaie.

La valeur T de student pour l'équation (1d) montre que le taux d'intérêt (-4.2956) influence significativement le Produit Intérieur Brut réel. Et, pour l'équation (2d) les valeurs de T de student montrent que le revenu réel (-0.7781) et le taux d'intérêt (-0.1329) n'influence pas non plus la demande de monnaie à part le taux de change (1.5722) et cela au seuil de 10%.

Les statistiques F de Fisher (18.452 et 20.395) respectivement pour (1d) et (2d) montrent que le modèle est globalement significatif et les variables explicatives véritables ont globalement une influence sur le modèle.

Après l'estimation des relations de long terme entre les variables par les moindres carrés ordinaires, il reste à vérifier que les résidus issus de ces deux régressions sont stationnaires^13(*).

Le test de racine unitaire sur le résidu de l'équation (2d) (avec p=9) et la comparaison de la valeur du test ADF à la valeur t- student tabulaire montrent que celui-ci est stationnaire en niveau (valeur du test ADF : -3.5614 est inférieur à la valeur t-student : -2.93), confirmant de ce fait, l'existence d'une relation de co-intégration entre la masse monétaire réelle et ses fondamentaux.

Partant, en effet, des résultats issus des tableaux n° 7.3 et 9.3, il est alors possible d'estimer le modèle à correction d'erreur pour nos deux équations. L'interprétation des valeurs de D-W nous sera utile dans le modèle à correction d'erreur (modèle à court terme).

Le modèle à court terme que Bourbonnais (1998) appelle encore modèle dynamique explique la liaison réelle entre les variables. C'est donc à travers les résultats issus de ce modèle que nous tirerons une conclusion en rapport avec notre question de départ. Ainsi, l'estimation par les moindres carrés du modèle dynamique nous donne ce qui suit :

R²=0.44; R²adj. =0.378; S.E of regression=0.039425; Sum squard resid=0.040413; D-W=1.249; F- stat. =6.874; Prob (F- stat)=0.001464

R²=0.559; R²adj =0.467; S.E of regression=0.185803; Sum squard resid=0.828545;D-W=1.647908;F-stat. =6.08807 Prob(F-stat)=0.000893

Globalement, le modèle à correction d'erreur estimé semble intéressant dans la mesure où les valeurs des F - Fisher : (6.84) et (6.08) respectivement pour (1d)' et (2d)' sont élevées; les probabilités de Fisher (0.001464) et (0.000893) sont statistiquement différent de zéro; R²indiquent que le taux d'intérêt, ceteris parubis, explique à 44% le revenu réel pour (1d)'^14(*) et pour (2d)' le revenu réel, le taux d'intérêt et le taux de change expliquent à 55.9% la demande de monnaie.

Les valeurs D-W (1.249) et (1.647) montrent que pour (1d)' tout comme pour (2d)' les erreurs sont indépendantes. Le R²adj. Pour (2d)' montre que les variables indépendantes expliquent à court terme seulement à 46.7% (en déça de la moyenne) la demande de monnaie.

NB : e_{t-1 et}_t-1représentent les coefficientsde force de rappel. Et pour que le modèle à correction d'erreur soit validé, ces coefficients doivent être significativement négatifs et différents de zéro.

Les coefficients à correction d'erreur sont statistiquement significatifs et pressentent les signes attendus. Ces forces de rappel

(e_t-1=-0.134124 et_t-1=-0.1446) traduisent l'effet d'ajustement, d'une part du revenu réel et d'autre part de l'encaisse monétaire réelle, à chaque période vers l'équilibre. Le caracteur négatif de ces coefficients nous permet de valider la spécification du modèle à correction d'erreur.

Contrairement à la relation de long terme (Cf. 2d) où le PIB réel et le taux de change présentant de signes non attendus (respectivement -, + au lieu de +,-) toutes les autres variables tant à court qu'à long terme ont les signes attendus. Cela ressort clairement du tableau n°9.3 ci-dessus.

Se referant d'abord à la relation « IS », il ressort du tableau n°9.3 ci haut qu'à court terme, l'élasticité liée au taux d'intérêt est moins élevé par rapport à celle de long terme. Cette élasticité mesure la sensibilité de la production réelle lorsque le taux d'intérêt augmente ou baisse. Ainsi, nous pouvons, à court terme, dire que chaque fois que le taux d'intérêt baisse de 1% le revenu réel augmentait de 0.010%.

En revenant ensuite sur la relation LM, on s'aperçoit que les élasticités liées au PIB réel sont élevées à court qu'à long terme. Ce qui n'est pas le cas pour les élasticités liées au taux de change et au taux d'intérêt. Toute diminution de 1% du taux d'intérêt entraîne, à court terme, une augmentation de 0.044744% de la masse monétaire. L'augmentation de 1% du revenu réel entraîne une augmentation de 1.1982% de la masse monétaire. Et finalement, chaque fois que le taux de change diminuait de 1%, la demande de monnaie augmentait de 0.08067%.

Pour faciliter d'autres petits calculs liés à la vérification empirique du modèle à tester, la présentation du tableau d'analyse des variances s'avère nécessaire.

Le résultat « Standard Error of regression » fourni par le logiciel est l'écart type estimé au terme d'erreur vrai (Youmbi, 2002). Il suffit de l'élever au carré respectivement pour (1d)' et (2d)' pour obtenir les variances respectives de l'équation (1d)' et (2d)'. Ainsi :

A partir de ces résultats, il est alors possible de vérifier l'identité (3) notée :

L'identité (3a) traduit donc l'importance de la volatilité de la demande monétaire par rapport à celle de la demande agrégée. Aussitôt présenté le résultat de l'estimation, il est alors important de les interprétés. D'où la section 2.

SECTION 2. INTERPRÉTATION DES RESULTATS

L'objet de cette section est d'interpréter les résultats que nous avons obtenus au regard de la réalité de l'économie congolaise. Il est ici question d'interpréter deux types de relation : celle du marché réel d'abord et ensuite le marché monétaire en insistant sur l'importance des chocs qui domine sur l'un et/ou l'autre marché. Pour raison de compréhension, il faut noter que les coefficients seront qualifiés de significatif toutes les fois que les valeurs de T-Studend calculées seront supérieures aux valeurs de T-Studend tabulées. Dans le cas contraire, ils seront alors considérés comme non significatifs.

Variables

Valeurs calculées (5%)

Signe > ou <

Valeurs t- tabulées (5%)

Règles de décisions

tdes

Dum

-0,8954

-4.5207

1.6973

PIB réel

Tdes

Exr

Dum

1,2204

-0,8589

-2.1383

5,0945

1.7033

NS
NS
S
S

L'avantage qu'offre ce tableau c'est qu'il facilite une bonne compréhension de l'interprétation des résultats dans les lignes qui suivent.

§ 1. Le marché des biens et des services

Le signe négatif associé au taux d'intérêt pour le cas de la RD Congo est conforme aux attentes théoriques. Ainsi, une hausse du taux d'intérêt entraîne une baisse de l'investissement et de surcroît une baisse de la production.

Le résultat de l'estimation révèle, toutefois, que le coefficient du taux d'intérêt (-0.8954) ou autrement dit l'élasticité de la production réelle par rapport au taux d'intérêt est non significatif c'est-à-dire très faible. A court terme, le taux d'intérêt n'a pas d'effet significatif sur la production en raison, croyons-nous, de tensions inflationnistes qui ont prévalues pendant la période étudiée.

La hausse du niveau général des prix a considérablement contribué à l'affaiblissement des incitations à produire, à exporter, à épargner et à investir jusqu'à conduire le pays dans une situation de crise d'offre.

A long terme, le taux d'intérêt semble produire d'effets significatifs sur la production. Ceci serait dû par le fait que la situation d'inflation qui a caractérise l'économie congolaise a sensiblement réduit le taux d'intérêt réel au point de devenir négatif. Cette baisse du taux d'intérêt réel devrait, en principe, entraîner l'augmentation des investissement prives et de surcroît la production. Mais, cela nous paraît illusoire parce que négatif soit-il, le taux d'intérêt réel se situait déjà dans le seuil en dessous duquel toute baisse de celui-ci n'influençait en rien la production ; situation que Keynes a qualifié de trappe à liquidité. Le taux de risque étant aussi élevé en raison de l'instabilité politique fait que les agents économiques investissent moins à tout niveau donné du taux d'intérêt réel.

§ 2 Le marché monétaire

La théorie keynésienne de la préférence pour la liquidité postule que les principaux déterminant de la demande de monnaie sont le niveau de revenu et le taux d'intérêt. A cela s'ajoute pour besoin d'analyse le taux de change.

Ainsi, la fonction de demande de monnaie que nous avons retenus fait ressortir trois type de relation : celle entre demande de monnaie et revenu d'une part et celles entre taux d'intérêt et taux de change et demande de monnaie d'autre part.

Au sujet de la relation entre le revenus réel et la demande de monnaie, il y a lieu de noter que le coefficient du revenu réel est affecté d'un signe négatif (-1.138) à long terme contrairement à la prédiction théorique. A court terme cependant, elle répond aux attentes théoriques.

Ce signe négatif à long terme (-1.084) serait justifié par l'influence presque négative de l'accroissement de la masse monétaire sur le Produit Intérieur Brut réel. Alors que les encaisses réelles évoluaient à un rythme très croissant, (8.59 % en moyenne par an), le revenu réel était quasiment décroissant, (-1.55% en moyenne par an), pendant toute la durée d'étude. L'augmentation de l'offre de monnaie n'a donc pas stimulé l'économie à travers une hausse de la production. Ainsi, la conclusion tirée de l'équation quantitative de la monnaie (c'est-à-dire à tout niveau donné des prix, une hausse de l'offre de monnaie implique les encaisses réelles plus élevées et donc un niveau de production accru) ne plus vérifier en RD Congo.

L'estimation montre que le revenu réel, au cours de la période sous revue, n'explique pas significativement la variation de la demande de monnaie en RD Congo. Nous pensons plutôt que c'est le besoin de financement budgétaire, et non le niveau de production, qui a influencé l'augmentation de l'offre de monnaie si bien que l'inflation est devenue un phénomène récurrent en RD Congo.

En revenant sur la relation entre monnaie et taux d'intérêt, il ressort de l'estimation qu'à court et à long terme, les coefficients du taux d'intérêt est affecté d'un signe négatif (-0.0447 et -0.0179) conformément à la prédiction théorique. Quelque soit l'horizon temporaire retenu, son effet sur la variation de la demande de monnaie demeure non significatif. Ainsi, pour toute la durée sous examen, le taux d'intérêt ne détermine pas la demande de monnaie. La monétisation du déficit public a entraîné l'accroissement du taux d'intérêt à travers un effet d'éviction.

Par rapport, finalement, à la relation entre taux de change et demande de monnaie, l'estimation laisse voir que le coefficient du taux de change est négatif. Cela traduit une dépréciation de la monnaie nationale face au dollar. Cette dépréciation persistante qui a caractérisé l'économie congolaise, a amené les agents à se dessaisir de la monnaie nationale au profit de devise. Ces anticipations ont entraîné la demande de devises à la hausse et ont accéléré la dépréciation de la monnaie nationale. Comme les prix des biens et services sont indexés sur l'évolution du taux de change, ils sont à leur tour revus à la hausse ; ce qui finalement entraîna l'inflation. Au seuil de 10%, le taux de change est significatif et se révèle de surcroît comme le véritable déterminant de la demande de monnaie en RD Congo.

Les variables muettes introduites dans le modèle l'ont stabilisé. L'instabilité politique et conflits armés pris en compte dans l'équation IS a significativement produit d'effets, négatifs bien sûr pour IS, sur la production. Il en est de même de la situation d'hyperinflation qui a influencé significativement la demande de monnaie.

Conclusion partielle

Bref, ce troisième chapitre nous a permis de présenter et d'interpréter les résultats de nos analyses. Deux sections ont fait l'objet de ce chapitre : la présentation des résultats d'une part et leur interprétation d'autre part. La première section était consacrée à l'analyse des tests de stationnarité et de co-intégration, incontournables dans l'estimation de données chronologiques. Après estimation et présentation du modèle à correction d'erreur, nous sommes passé à l'interprétation. Cette dernière section consacrée, s'il faut le rappeler, à l'interprétation de nos résultats laisse présager le rôle majeur joué par la politique monétaire dans les fluctuations macroéconomiques entre 1970 et 2000.

Il est à noter que les chocs de la politique monétaire ont contribué très sensiblement à la variation de prix ; ce qui indiquerait que le rôle de la politique monétaire en RD Congo sur la période étudiée n'a pas réussi à stabiliser les prix. Il se révèle donc par ailleurs que les chocs qui affectent l'économie de la RD Congo sont essentiellement de chocs monétaires. D'où le taux d'intérêt parait être l'objectif intermédiaire optimal devant être contrôlé par la banque centrale du Congo. Une fois retenir le taux d'intérêt comme cible, la structuration du marché financier s'avère indispensable pour justifier amplement la place de la politique monétaire et de son rôle dans le transfert de l'épargne vers l'investissement.

CONCLUSION GÉNÉRALE

Grosso modo, notre travail a porté sur la pertinence du choix des objectifs de la politique monétaire en RD Congo. En abordant ce sujet, nous avons cherché à savoir à travers quel objectif intermédiaire faudra-t-il conduire la politique monétaire en RD Congo.

Par hypothèse, nous avons avancé que pour stabiliser les prix, le contrôle de la masse monétaire par rapport au taux d'intérêt serait l'objectif optimal de la Banque Centrale du Congo.

Pour vérifier notre hypothèse, le modèle de Poole (1970) tel que synthétisé par Arthus et Morin (1991) nous a servi un cadre d'analyse. Avant de procéder à l'estimation, nous avons soumis individuellement les variables dudit modèle, au test de racine unitaire pour déterminer l'ordre d'intégration des séries étudiées. Intégrées toutes d'ordre (1), nous sommes passés au test de co-intégration pour déterminer le nombre des vecteurs de co-intégration c'est-à-dire le nombre des combinaisons linéaires stationnaires de variables non stationnaires. L'existence d'un seul vecteur de co-intégration nous a conduit à utiliser les moindres carrés ordinaires pour estimer le modèle.

Les résultats obtenus révèlent qu'en RD Congo ce sont les variations exogènes de la demande de monnaie qui constituent la source exclusive de chocs sur l'économie.

Ce résultat nous amène à rejeter notre hypothèse de départ selon laquelle la masse monétaire est l'objectif optimal de la politique monétaire en RD Congo. En raison de l'importance des chocs qui affectent le marché monétaire comparativement aux chocs affectant le marché des biens et service, c'est plutôt le contrôle du taux d'intérêt qui devrait (et doit) constituer l'objectif optimal de la Banque centrale du Congo. Ainsi, la Banque Centrale du Congo doit ajuster l'offre de monnaie pour maintenir constant le taux d'intérêt et non le contraire.

Pour discutables qu'ils peuvent quelque fois être, les résultats de nos analyses sont néanmoins des indicateurs pouvant servir de guide aux autorités monétaires dans le choix de la cible à retenir. Aussi, ces résultats remettent-ils en cause l'efficacité du régime de change flottant en application en RD Congo si l'on en croit Benassy, Boone, Coéuré et Mahfouz (2006), car soutien ces auteur, en présence des chocs sur la demande de monnaie, il vaut mieux recourir au régime de change fixe (pour stabiliser les prix).

Nous n'avons pas la prétention de présenter les conclusions de nos analyses comme des certitudes et des vérités implacables. D'autres travaux peuvent nous contredire ou carrément nous compléter. Et pour ceux-là dont le sujet intéresse, il serait souhaitable de poursuivre cette étude en analysant soit l'efficacité du régime de change en RD Congo, soit la stabilité de la fonction de demande de monnaie en RD Congo. Nous sommes bien disposé à recevoir toutes les remarques et suggestions pouvant conduire à la perfection de ce travail, car, nous l'avouons, c'est une oeuvre humaine. Aussi, tout en reconnaissant et en appréciant hautement la contribution de nos encadreurs, nous assumons entièrement les insuffisances et les manquements de ce travail.

BIBLIOGRAPHIE

3. Benassy A., Quéré, Benoît, Coeuré, Jacquet, Pisani et Ferry, Politique Économique, De Boeck et Larcier, Bruxelles, 2005.

5. Blanchard O. et Cohen D., Macroéconomie, 3^e éd. Pearson Éducation, 2004.

7. Burda M. et Wyplosz C., Macroéconomie, une perspective européenne, De Boeck, Belgique, 2003.

8. Cros C. et Prache G., Économie politique contemporaine, Masson, Paris, 1989.

10. Dossou A., Guide pratique de l'économie des séries
temporelles, BCEAO, Juin, 2000.

11. Greffe X., Politique de l'économie, programmes, instruments
et perspectives, Economica, Paris, 1987.

16. Mosé E., Comprendre la politique économique, Tome 2,
D'une prise pétrolière à l'autre, Ed. Du seul, 1980.

17. Ottavj C., Économie monétaire, DEUG 1^ère année, Science
Économique, Paris, 1993.

3. Creel, J. et Strerdyniak H., « la politique monétaire sans monnaie », in : Rév. OFCE, n°70, juillet 1999.

4. Di kuruba M., « aperçu de la politique Economique Zaïroise et perspectives », in. Zaïre-Afrique, juin - Juillet - Août n° 276, 1993, pp 333-352.

5. De Vroey M., et Malgranger P., « la théorie et la Modélisation Macroéconomique d'hier à aujourd'hui », CEPREMAP, Décembre, 2005.

6. Dostaler, G., « Milton Friedman, croise du libéralisme » in : Rev. Alternatives Économiques, n°228, Septembre, 2004, p.76-78

7. Ernts E., « politique monétaire » OECD, OCDE, (« htt:// ekkehard.ernst.free./Files/Cours%205.pdf »)

8. Goux J.F, et Kigabo T., « Modéliser en Afrique : le cas de la fonction de demande de Monnaie au Rwanda » version provisoire, T2M, 2005

9. Kasongo E.N., « Quelle perspective Économique en République Démocratique du Congo après guerre ? », ULPGL, Économie et gestion, n°1, 2003.

10. Kuediasala F., « l'impact positif de la politique anti-inflationniste
sur la croissance » in : le potentiel, n°3848, jeudi 12 oct. 2006.

11. Fair C., «optimal choice of Monetory policy instruments in a
macroeconometric model», journal of Monetory Economics 22, 1998,
pp. 301-315.

12. Mbiya T., « la politique des émissions monétaire et la crise de la
monnaie Zaïroise pendant la transition : une approche par la
fonction de la monnaie » in : Zaïre - Afrique, n°307, septembre

13. Mucherie M., « la politique monétaire à la recherche d'un objectif
intermédiaire » Disponible sur le Web (« htt:// www. Melchior.fr/2-

14. Madinda H., « Du franc congolais au franc Congolais, la spirale de
irrationaliste », Congo Furum, Septembre 2005.

15. Ndo Ndong S., « la ciblé d'intérêt dans les pays de la CEMAC »
Économie et Gestion, Revue de LEA, Vol. 4 n°1, janvier - Juin, 2003
pp. 60-82.

16. Ondo Ossa A., « la demande de monnaie dans la zone franc
africain » Economie et Gestion, Revue de LEA. Vol. 3 n°1 janvier -

17. Poole W., « optimal choice of Monetary Policy instrument in a
simple stochastic Macro Model » Quarterly journal of Economics 84,
1970.pp 197-216

20. Ulimwengu M., « la réforme du 30 juin 1998 avait-elle été
suffisamment « sécurisée » ? in : Congo - Afrique, n°333, Mars

21. Guo S. et Wang S., « optimal Monétary Policy Rules in simple
stechastic Mache Model: chinois Evidence, Draft; oct. 9, 2005.

2. « économie politique » Microsoft ® Encarta ® 2006 [CD], Microsoft corporation, 2005.

1. Kongolo D., Essaie de l'appréhension d'une approche intégrée de l'économie de la RDC dans l'optique d'une analyse de l'efficacité des instruments de politique monétaire, U.E.A, inédit, 2001-2002

2. Mihugo A., Cours de théorie monétaires, U.E.A L₁économie, inédit, 2004-2005

3. Namegabe C., Efficacité de la politique monétaire en RD Congo, UCB, inédit, 2005-2006

4. Youmbi P.A., les déterminations de l'épargne des ménages au Cameroun, Mémoire de fin d'étude en DESS, 2002.

TABLE DES MATIERES

ANNEXES

année	PIBR	TDES	EXF	RM2
1970	133.43328	5	0.5	27.0724553519
1971	142.45659	5	0.5	27.9202073796
1972	142.9092	5	0.5	29.2759886413
1973	154.6578	5	0.5	52.4708810071
1974	153.31923	7	0.5	47.2870718659
1975	145.68264	6	0.5	37.5930680258
1976	137.94012	9	0.8	31.5196424759
1977	138.98979	12	0.9	28.3460641535
1978	131.5458	12	1	26.4715581836
1979	132.00804	12	1.74	19.9560016428
1980	135.03186	12	2.8	17.5600789078
1981	136.9386	12	4.4	16.2443419728
1982	134.7237	15	5.81	18.0916715453
1983	136.4571	20	12.9	19.6942794
1984	140.18391	20	36.1	18.4056481881
1985	143.7759	26	49.9	18.4255868777
1986	147.57012	26	57.1	18.9465819388
1987	151.41249	29	112.4	19.7035094897
1988	155.20671	37	187.1	19.4658975692
1989	153.08811	50	381.6	25.0358481918
1990	143.03439	45	718.4	49.2951794737
1991	130.98726	55	15584	93.6475077023
1992	117.27414	55	645409	172.569735168
1993	101.41353	95	7530000	174.24377715
1994	97.48449	145	3582300000	158.033514415
1995	98.16822	125	21073200000	141.402984072
1996	97.10892	238	175536600000	120.649359667
1997	91.84131	13	360000000000	127.02562751
1998	90.22347	22	555000000000	136.741779153
1999	86.35221	120	1.035e+12	126.495588599
2000	81.035487	120	8.175e+12	120.468084132

Dependent Variable: LOG(PIBR)
Method: Least Squares
Date: 10/17/07 Time: 17:30
Sample: 1970 2000
Included observations: 31
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
LOG(TDES)	-0.108937	0.025360	-4.295630	0.0002
C	5.181658	0.084797	61.10637	0.0000
R-squared	0.388862	Mean dependent var		4.838026
Adjusted R-squared	0.367788	S.D. dependent var		0.196976
S.E. of regression	0.156619	Akaike info criterion		-0.807662
Sum squared resid	0.711354	Schwarz criterion		-0.715147
Log likelihood	14.51877	F-statistic		18.45244
Durbin-Watson stat	0.323535	Prob(F-statistic)		0.000178

Dependent Variable: D(LOG(PIBR))
Method: Least Squares
Date: 10/17/07 Time: 17:35
Sample(adjusted): 1971 2000
Included observations: 30 after adjusting endpoints					ÿrd Variable
Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
D(LOG(TDES))	-0.010261	0.011459	-0.895485	0.3787
RESID02(-1)	-0.134124	0.056458	-2.375625	0.0252
C	0.005723	0.008813	0.649366	0.5218
DUM	-0.086032	0.019030	-4.520772	0.0001
R-squared	0.442357	Mean dependent var		-0.016624
Adjusted R-squared	0.378013	S.D. dependent var		0.049990
S.E. of regression	0.039425	Akaike info criterion		-3.505247
Sum squared resid	0.040413	Schwarz criterion		-3.318421
Log likelihood	56.57870	F-statistic		6.874930
Durbin-Watson stat	1.249172	Prob(F-statistic)		0.001464

Dependent Variable: LOG(RM2*PIBR/100)
Method: Least Squares
Date: 10/17/07 Time: 17:38
Sample: 1970 2000
Included observations: 31
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
LOG(PIBR)	-1.084478	1.393735	-0.778109	0.4433
LOG(TDES)	-0.017992	0.135380	-0.132901	0.8953
LOG(EXF)	0.049355	0.031392	1.572201	0.1276
C	8.663872	6.823565	1.269699	0.2150
R-squared	0.693832	Mean dependent var		3.771923
Adjusted R-squared	0.659814	S.D. dependent var		0.854032
S.E. of regression	0.498118	Akaike info criterion		1.563956
Sum squared resid	6.699293	Schwarz criterion		1.748987
Log likelihood	-20.24132	F-statistic		20.39567
Durbin-Watson stat	0.275769	Prob(F-statistic)		0.000000

Dependent Variable: D(LOG(RM2*PIBR/100))
Method: Least Squares
Date: 10/17/07 Time: 17:41
Sample(adjusted): 1971 2000
Included observations: 30 after adjusting endpoints
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
D(LOG(PIBR))	1.198249	0.981836	1.220417	0.2342
D(LOG(TDES))	-0.044744	0.052091	-0.858952	0.3989
D(LOG(EXF))	-0.080673	0.037727	-2.138311	0.0429
RESID03(-1)	-0.144644	0.091430	-1.582019	0.1267
C	0.025177	0.044863	0.561192	0.5799
DUM	0.800474	0.157125	5.094517	0.0000
R-squared	0.559151	Mean dependent var		0.049762
Adjusted R-squared	0.467307	S.D. dependent var		0.254574
S.E. of regression	0.185803	Akaike info criterion		-0.351405
Sum squared resid	0.828545	Schwarz criterion		-0.071165
Log likelihood	11.27107	F-statistic		6.088072
Durbin-Watson stat	1.647908	Prob(F-statistic)		0.000893

obs	TDES	INFL
1970	5	1.6145
1971	5	11.2711
1972	5	12
1973	5	11.2464
1974	7	26.3736
1975	6	60.9855
1976	9	43.4281
1977	12	61.0595
1978	12	57.3811
1979	12	111.133
1980	12	47.1917
1981	12	39.2213
1982	15	37.9216
1983	20	71.9036
1984	20	58.6306
1985	26	13.0556
1986	26	57.9036
1987	29	84.3179
1988	37	72.7855
1989	50	24.4227
1990	45	19.6468
1991	55	1141.3229
1992	55	2729.79
1993	95	4583.08
1994	145	9796.9
1995	125	370.2717
1996	238	692.9621
1997	13	13.7573
1998	22	134.8421
1999	120	483.7215
2000	120	511.2067

* ² Les pays membres de l'Organisation de Coopération de Développement Économique (OCDE) sont : l'Allemagne, l'Autriche, l'Australie, la Belgique, le Canada, le Danemark, l'Espagne, les États-Unis, la fin land, la Grèce, la Hongrie, l'Irlande, l'Island, l'Italie, le japon, le Luxembourg, le Mexique, la Norvège, la Nouvelle-Zélande, le Pays-Bas, le Portugal, le Royaume-Uni, la république tchèque, la Suisse et la Turquie.

* ³ FED : Federal Reserve Bank, travail en lieu et place d'une Banque Centrale, sur le territoire des USA. Ils sont

* ⁴ Les pays membres de la Communauté Économique de l'Afrique Centrale sont : Cameroun, Congo Brazzaville,

* ⁵ Les États membres de la Banque des États de l'Afrique centrale sont : Cameroun, Congo Brazzaville,

* ⁶ Poole présente son modèle avec deux équations mais considère le revenu (PIBR) comme la seule variable

* ⁷ Pour calculer le taux d'intérêt réel, nous avons utilisé la formule : r = i - p ; avec r= taux d'escompte réel, i= taux d'escompte nominal et p= taux d'inflation.

* ⁸ M₂ = M₁ + L avec M₂ la masse monétaire, M₁ le stock monétaire et L la quasi- monnaie. M1 est compose par les billets de banques ou monnaie fiduciaire, les pièces ou monnaie métallique ou divisionnaire et les dépôts à vu et les comptes cheques postaux ; L est essentiellement constituée par les dépôts à terme (Guitton et Bremouillé cité par Kongolo, 2001-2002).

* ¹¹ La statistique de Mc Kinnon (1991) est équivalente à celle de Dickey-Fuller, elle intègre le nombre de variables du modèle.

* ¹² Dummy_war tiré de la statistique monétaire de la Rd Congo (cf. : Fonds Monétaire International)

* ¹⁴ Ce coefficient aurait pu être amélioré en ajoutant d'autres variables explicatives du PIB réel. Mais les limites

Imposés par le modèle (l'influence négliger des exportations et importation et l'ignorance du rôle du

La pertinence du choix des objectifs de la politique monétaire en RDC

DÉDICACE

REMERCIEMENTS

INTRODUCTION GENERALE

1. PROBLÉMATIQUE

2. HYPOTHÈSE

3. CHOIX ET INTERET DU SUJET

4. OBJECTIF DU TRAVAIL

5. DÉLIMITATION DU SUJET

6. MÉTHODOLOGIE

7. DIFFICULTES RENCONTREES

8. SUBDIVISION DU TRAVAIL

CHAP. I. CADRE THÉORIQUE ET CONCEPTUEL

SECTION 1. REVUE DE LA LITTÉRATURE THÉORIQUE

§ 1. Définition des concepts

§ 2. La méthode de la politique monétaire

1. Objectifs de la politique monétaire

§. 3. Indépendance et crédibilité de la banque centrale

§. 4. Choix des objectifs intermédiaires de la politique monétaire

SECTION 2. REVUE DE LA LITTÉRATURE EMPIRIQUE

Conclusion partielle

CHAP. II. APPROCHE MÉTHODOLOGIQUE

SECTION 1. SPÉCIFICATION DU MODÈLE

§ 1. Modèle théorique

§ 2. Choix du modèle empirique

SECTION 2. PRÉSENTATION DES VARIABLES

§ 1. Variable expliquée

§ 2. Les variables explicatives.

Conclusion partielle

CHAP. III. PRÉSENTATION ET INTERPRÉTATION DES RESULTATS

SECTION 1. PRÉSENTATION DES RESULTATS

§ 1. Le test de stationnarité

§ 2. Le test de co-intégration

§ 3. Les résultats empiriques

SECTION 2. INTERPRÉTATION DES RESULTATS

§ 1. Le marché des biens et des services

§ 2 Le marché monétaire

Conclusion partielle

CONCLUSION GÉNÉRALE

BIBLIOGRAPHIE

TABLE DES MATIERES

ANNEXES