V.2.1.2- Résultat du modèle de mesure de
la rentabilité des actifs bancaires
Il est présenté dans le tableau ci-après.
Ce tableau présente les variables et leurs coefficients respectifs (voir
tableau 1 de l'annexe 3).
8 Tiré de l'article de Raoudha et al, 2009
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Tableau 10 : résultats entre la
rentabilité bancaire des actifs et ses déterminants
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Variables
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|
Coefficients
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|
Standard error
|
Probabilité
|
|
FPSTA
|
|
|
0.012863
|
|
.0142658
|
0.367
|
|
RRSA
|
|
|
0.1006643**
|
|
.0354066
|
0.004
|
|
TA
|
|
|
-1.15e-07
|
|
9.39e-07
|
0.902
|
|
DPTD
|
|
|
0.002146
|
|
.00673
|
0.750
|
|
FPN
|
|
|
0.000012 ***
|
|
6.97e-06
|
0.084
|
|
RTCSTD
|
|
|
-9.129399**
|
|
3.012127
|
0.002
|
|
CBANC
|
|
|
-3.21e-06
|
|
3.44e-06
|
0.352
|
|
DBANC
|
|
|
-1.55e-06
|
|
1.85e-06
|
0.400
|
|
CONS
|
|
|
1.58716
|
|
.543114
|
0.003
|
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R-squared
|
=
|
62,11%
|
Adj R-squared = 56,97%
|
Source: Auteur, à partir de STATA
**= significativité à 1% ;
***=significativité à 10%
Les données de ce tableau font constater que la
rentabilité bancaire est liée positivement et négativement
à ses déterminants
Le coefficient des dépôts bancaires (-1.55e-06)
étant contraire au signe attendu et non significatif, cette situation
montre tout simplement que la rentabilité bancaire ne dépend pas
toujours des dépôts collectés mais plutôt du ratio
des réserves liquides sur actif dont le coefficient (+0.1006643) est
positif comme attendu et significatif à 1%, des fonds propres net
(+0.000012) dont le coefficient est positif comme attendu et significatif
à 10%.
De même le coefficient de la variable FPSTA est positif
comme prévu (+0.012863) mais non significatif. Dans la
littérature, des auteurs ont trouvés le même
résultat à l'instar de Raoudha et al, (2009) qui affirment que si
les fonds
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propres constituent une source de fonds plus chère que
les dépôts, une hausse des capitaux propres peut augmenter le
coût du capital de l'établissement bancaire qui serait
amené à établir une marge plus élevée. Ils
rappellent qu'une augmentation des fonds propres peut affecter positivement la
rentabilité bancaire non seulement à travers la hausse du
coût moyen pondéré du capital, mais aussi par
l'accroissement du risque induit par l'extension du portefeuille à des
actifs productifs de gains importants. Ceci pour arriver à la conclusion
que lorsque le ratio capitaux propres/total des actifs est élevé,
la rentabilité est faible et inversement.
Quant aux crédits bancaire dont le coefficient est
négatif (-3.21e-06) c'est-à-dire contraire au signe attendu et
non significatif, on peut tenter d'expliquer cette situation par le fait que
l'une des principales sources de rentabilité bancaire est l'arbitrage
entre le taux d'intérêt débiteur et le taux
d'intérêt créditeur. Car les crédits sont une
transformation de l'épargne de la clientèle sous forme de
dépôts à vue, dépôts à terme, bon de
caisse, etc. Raoudha et al, 2009 Nasser, (2003) trouvent un résultat
similaire.
De même, le coefficient de la variable total
crédit sur total dépôts s'est avéré
négatif (-9.129399) et significatif à 1%. Cette variable mesure
la liquidité de la banque, puisqu'il relie la gestion de la
liquidité à la performance bancaire. Ce ratio compare les actifs
illiquides (les crédits) à la principale source de financement
stable (les dépôts). Ainsi, plus ce ratio est faible, plus la
banque est considérée liquide et inversement. Ce résultat
est contraire à la majorité des résultats des travaux
faits dans ce sens qui montrent pour la plus part un lien positif entre le
ratio total crédits / total dépôts (Raoudha et al, 2009).
Dans le cas du Cameroun ce résultat peut être
appréhendé par la situation surliquide des banques commerciales,
avec le faible niveau de transformation des dépôts en
crédits depuis quelques années. C'est ainsi qu'on conclu que plus
le ratio total crédits/total dépôts diminue, moins la
banque est rentable.
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Le coefficient de TA (-1.15e-07) est négatif et non
significatif. Cette variable a été utilisée par plusieurs
chercheurs pour mesurer la taille de la banque. Les résultats obtenus
ont montré qu'il ya une relation positive et négative entre le
total actif et la rentabilité bancaire. Dans notre cas nous obtenons un
résultat négatif qui rejoint ceux de Raoudha et al (2008) qui
trouve une relation négative entre les banques étrangères
et la rentabilité en France. Il précise que ceci peut s'expliquer
par le fait que les banques domestiques, spécialisées en banque
de détail, ont plus la possibilité d'accorder un volume important
de prêts ainsi que la facilité d'accès au marché des
produits que les banques étrangères. De même que Guru et al
(2002), Pasiouras et Kosmidou (2007) cité par Raoudha, ont
dégagé un effet négatif et significatif de la taille sur
la rentabilité des banques européennes, et ce pour les deux
catégories de banques (banques domestiques et banques
étrangères). Ce résultat peut être expliqué
par le fait que ayant connu une crise du système financier, les banques
camerounaises sont plus adverses au risque de défaut des emprunteurs de
manière à ne plus jouer correctement son premier rôle qui
est celui de prendre aux uns pour financer les autres si bien que le stock de
liquidité constitue désormais un problème pour les
banques. Car lorsque le total des actifs est élevé la
rentabilité bancaire augmente.
Les résultats de différentes estimations
présentés en annexes qui ont été sortis à
l'aide du logiciel STATA sont assez proches. Le test de Fisher indique que les
modèles sont globalement significatifs jusqu'au seuil de 1% (Prob > F
= 0.0000). La qualité de l'ajustement est moyennement acceptable,
puisque le modèle d'estimation de la rentabilité des fonds
propres (ROE) explique 62,27% à 57,16% et celui de la rentabilité
de l'actif (ROA) expliquent 62,11% à 56,97% de la variance totale,
respectivement coefficient de détermination et coefficient de
détermination ajusté. Cela signifie qu'il existe certaines
variables, notamment économiques qui apporteraient une explication au
taux de rentabilité en dehors des facteurs utilisés.
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