Memoire Online - Les déterminants de l'épargne des ménages au Cameroun

ü D'abord, il est question de calculer, à partir des séries disponibles, les résultats des différents tests et estimations annoncés dans la partie précédente. Il s'agit de procéder dans l'ordre :

- aux tests de stationnarité des variables du modèle pour valider les conditions de co-intégration;

- aux tests de la trace et de la valeur propre de JOHANSEN pour vérifier le nombre des relations de co-intégration;

- à l'estimation de la relation de long terme qui permet d'obtenir les coefficients du modèle, le sens de variation des variables explicatives, le R², le R²ajusté, le DW, le t de Student et le F de Fisher;

- aux tests de stationnarité sur les résidus de la relation de long terme, de normalité, de ARCH et de vérification de la stabilité (CUSUM, CUSUM SQ).

- à l'estimation de la relation de court terme à travers la spécification d'un EMC qui permet d'obtenir les mêmes informations que dans l'estimation de la relation de long terme.

ü Ensuite, il faut interpréter les résultats obtenus aux fins d'élucider et d'appréhender le comportement, l'évolution et la significativité des variables.

ü Enfin, il faut traduire en terme de politique économique à appliquer au cas où la promotion de l'épargne des ménages devient un objectif prioritaire au niveau national.

Nous allons vérifier la stationnarité des variables à l'aide du test de ADF et de PP. Il n'est plus nécessaire de faire le test de DF dans la mesure où les limites de celui-ci ont été comblées par ADF. L'analyse du test de racine unitaire sur les cinq variables du modèle montre qu'au seuil de 5% :

Tableau n°3 : Récapitulatif des Tests de Stationnarité sur les variables

*Variables*	*Test en niveau*				*Test en difference 1^ère*				*Ordre*
	ADF		PP		ADF		PP		*d'intégration*
	*Calculée*	*Tabulée*	*Calculée*	*Tabulée*	*Calculée*	*Tabulée*	*Calculée*	*Tabulée*
S	-2,84	-3,57	1,59	1.95	-3,88	-3,57	-4,52	-1,95	I (1)
Y	-3,56	-1,96	-2,74	-3,56	-2,52	-1,95	-7,49	-3,57	I (1)
*TIR*	-3,38	-3,57	-2,96	-3,56	-4,82	-3,57	-5,06	-3,57	I (1)
*INF*	-3,14	-2,96	-4,20	-2,96	/	/	/	/	I (0)
IR	-0,68	-1,95	-0,69	-1,95	-4,16	-1,95	-5,65	-1,95	I (1)

Source : Calculs effectués sur les données à partir du logiciel E-Views 4.0

La combinaison de ces séries est stationnaire bien qu'elles soient co-intégrées d'ordre différent. Cette caractéristique essentielle nous donne la possibilité d'analyser la dynamique de long terme de l'épargne des ménages avec des modèles faisant appel aux tests de co-intégration des variables.

Nous avons retenu le test de JOHANSEN pour déterminer le nombre de relation de co-intégration entre les variables.

Date: 02/04/05 Time: 08:25
Sample(adjusted): 1972 2000
Included observations: 29 after adjusting endpoints
Trend assumption: No deterministic trend
Series: S Y TIR IR INF
Lags interval (in first differences): 1 to 1

Unrestricted Co-integration Rank Test

Hypothesized		Trace	5 Percent	1 Percent
No. of CE(s)	Eigenvalue	Statistic	Critical Value	Critical Value

None **	0.789290	81.56286	59.46	66.52
At most 1	0.523162	36.40196	39.89	45.58
At most 2	0.310342	14.92522	24.31	29.75
At most 3	0.132675	4.150012	12.53	16.31
At most 4	0.000762	0.022095	3.84	6.51

(*) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level
Trace test indicates 1 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels


Hypothesized		Max-Eigen	5 Percent	1 Percent
No. of CE(s)	Eigenvalue	Statistic	Critical Value	Critical Value

None **	0.789290	45.16090	30.04	35.17
At most 1	0.523162	21.47675	23.80	28.82
At most 2	0.310342	10.77520	17.89	22.99
At most 3	0.132675	4.127917	11.44	15.69
At most 4	0.000762	0.022095	3.84	6.51

(*) denotes rejection of the hypothesis at the 5%(1%) level
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating equation(s) at both 5% and 1% levels

D'après les résultats, on ne peut rejeter au seuil de 5%, qu'il existe au plus une relation de co-intégration. Pour les variables concernées, LR est supérieur à CV (statistique de la trace : 81,56 > 59,46; statistique de la valeur propre : 45,16 30,4). Le vecteur de co-intégration est unique. L'hypothèse d'une co-intégration est acceptée entre l'épargne des ménages et ses fondamentaux.

Nous pouvons alors procéder à l'estimation de la relation de long terme par la méthode des MCO. Pour établir cette relation, nous utiliserons l'équation (4.1).

Tableau n°5 : Estimation de la relation de long terme par la méthode des MCO.

Dependent Variable: S
Method: Least Squares
Date: 02/04/05 Time: 09:24
Sample: 1970 2000
Included observations: 31
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	-3.684808	0.947937	-3.887187	0.0006
Y	1.408784	0.154515	9.117473	0.0000
TIR	-0.007761	0.003423	-2.267185	0.0319
IR	-0.000316	0.001241	-0.254397	0.8012
INF	0.002408	0.002673	0.900748	0.3760
R-squared	0.880810	Mean dependent var		5.213281
Adjusted R-squared	0.862473	S.D. dependent var		0.233496
S.E. of regression	0.086591	Akaike info criterion		-1.908547
Sum squared resid	0.194949	Schwarz criterion		-1.677259
Log likelihood	34.58248	F-statistic		48.03472
Durbin-Watson stat	1.959610	Prob(F-statistic)		0.000000

S_t= - 3,684808 + 1,408784 Y_t- 0,007761 TIR_t + 0,0024808 INF_t- 0,000316 IR_t (4.6)

R² = 0,8808; R² ajusté = 0, 8624; F stat = 48, 03; Prob (F stat ) = 0,000.000; DW = 1,95

Les valeurs entre parenthèses représentent la significativité des variables.

R² et R² ajusté montrent que les variables indépendantes expliquent à 88% et à 86% le comportement de l'épargne des ménages au Cameroun.

La statistique de DW (1,95) montre que les erreurs ne sont pas corrélées ou liées.

Les valeurs T de Student montrent que le revenu disponible brut (9,11) et le taux d'intérêt réel des ménages (2,26) influencent significativement l'épargne des ménages. Les coefficients de l'impôt sur les revenus (-0,25) et de l'inflation (0,90) sont significativement égaux à zéro i.e. qu'ils n'interviennent pas dans l'évolution de l'épargne des ménages.

- Les variables explicatives véritables ont globalement une influence sur l'épargne des ménages.

Après l'estimation de la relation de long terme entre les variables par les MCO, il reste à vérifier que le résidu issu de cette régression est stationnaire.

Source : Calculs effectués à partir des données avec le logiciel E-Views 4.0

Le test de racine unitaire sur le résidu montre que celui-ci est stationnaire en niveau, confirmant de ce fait, l'existence d'une relation de co-intégration.

Par ailleurs, le test de normalité de JB (en annexe IV) montre que le résidu suit une loi normale (JB = 2,20, Proba = 0,33).

De même le test de ARCH (en annexe V) montre une absence d'hétéroscédasticité.

Les résultats du test de CUSUM (en annexe VI) montrent que la courbe ne sort pas de son corridor.

Ceux du test de CUSUM SQ à 5% (en annexe VII) montrent une période de rupture entre 1981 et 1988. Durant celle-ci, nous constatons un franchissement de l'intervalle de confiance. Ce constat nous amène à rejeter l'hypothèse d'absence de changement structurel.

L'estimation économique montre que les variables identifiées sont des déterminants significatifs de l'épargne des ménages au Cameroun.

Pendant que le taux d'intérêt réel et l'impôt sur les revenus agissent négativement sur l'épargne, le revenu disponible brut et l'inflation pour leur part influencent positivement l'épargne des ménages.

Le résultat de l'estimation du coefficient du revenu disponible brut indique un coefficient positif et statistiquement significatif. Une augmentation de 1 pour cent du revenu se traduit par une augmentation de 1,4 pour cent de l'épargne des ménages.

Un changement à la hausse du taux d'intérêt réel est associé à une diminution de l'épargne de 0,0077 pour cent. L'effet revenu a emporté sur l'effet de substitution.

Pour ce qui est de l'impôt sur les revenus, une variation à la hausse de 1 pour cent entraîne une variation à la baisse de 0,000316 pour cent de l'épargne. L'effet de substitution négatif l'emporte sur l'effet du revenu positif.

En cas d'accroissement de l'inflation de un pour cent, on assiste à une augmentation de 0,0024 de l'épargne des ménages.

Après le test de co-intégration de JOHANSEN qui a permis de détecter la présence d'une relation de long terme entre les variables, l'analyse de l'évolution de court terme serait amplement justifiée.

L'estimation de la relation de court terme à l'aide du logiciel E-Views 4.0 a donné les résultats ci-après :

Dependent Variable: D(S)
Method: Least Squares
Date: 02/04/05 Time: 13:47
Sample(adjusted): 1971 2000
Included observations: 30 after adjusting endpoints
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	-0.002105	0.018256	-0.115298	0.9092
D(Y)	1.204497	0.381689	3.155705	0.0043
D(TIR)	-0.000291	0.003191	-0.091332	0.9280
D(IR)	-0.000124	0.001796	-0.069091	0.9455
D(INF)	0.002954	0.001606	1.839397	0.0783
RESID01(-1)	-0.969021	0.206289	-4.697404	0.0001
R-squared	0.574109	Mean dependent var		0.030209
Adjusted R-squared	0.485382	S.D. dependent var		0.110666
S.E. of regression	0.079388	Akaike info criterion		-2.052075
Sum squared resid	0.151260	Schwarz criterion		-1.771835
Log likelihood	36.78112	F-statistic		6.470501
Durbin-Watson stat	1.664791	Prob(F-statistic)		0.000611

A partir de ce tableau, nous avons le modèle à correction d'erreur de la fonction d'épargne des ménages suivant :

D(S_t) = - 0,002105 + 1,204437 D(Y_t) - 0,000231 D(TIR_t) + 0,002954 D(INF_t ) - 0,000124 D(IR_t)- 0,969021 (4.7)

R² = 0;5741; R² ajusté = 0,4853; F stat = 6,47; Prob (F stat) = 0,0061; DW = 1,66

Les valeurs entre parenthèses représentent la significativité des variables

Globalement, le modèle estimé semble intéressant dans la mesure ou F-Fisher (6,47) >4, la probabilité de Fisher (0,000611) est statistiquement différente de zéro, R² indique que le modèle explique à 57,41% les variations de l'épargne des ménages. La valeur du DW (1,66) montre que les erreurs sont indépendantes. Le R² ajusté montre que les variables indépendantes expliquent à court terme seulement à 48,53% (en deçà de la moyenne) le comportement d'épargne des ménages.

Les signes attendus aussi bien à court qu'à long terme sont confirmés pour deux variables (revenu disponible et impôt sur les revenus). Ils sont infirmés pour les deux variables restantes (taux d'intérêt réel et taux d'inflation).

Notons que le coefficient à correction d'erreur est statistiquement significatif et présente le signe attendu. Cette force de rappel (-0,969) traduit l'effet d'ajustement de l'épargne à chaque période vers l'équilibre.

L'estimation du EMC montre que parmi les variables retenues dans le modèle, seul le coefficient du revenu disponible brut est statistiquement significatif. Son effet à court terme est identique à celui de long terme. Le coefficient du taux d'intérêt réel n'est plus statistiquement significatif. Son signe est contraire à celui attendu mais identique à celui de la relation de long terme. L'inflation et l'impôt sur les revenus ont le même comportement aussi bien à court qu'à long terme.

En l'absence de différence entre les signes obtenus et les signes attendus, l'analyse des effets des variations de chaque variable exogène du modèle sur la variable endogène pour le long terme est valable pour le court terme.

Le test de normalité (JB = 2,62 , Proba = 0,26) sur le résidu estimé du EMC (en annexe VIII) montre qu'il suit une loi normale.

Le test de causalité au sens de GRANGER sur les variables de l'étude donne les résultats suivants :

Pairwise Granger Causality Tests
Date: 02/04/05 Time: 11:02
Sample: 1970 2000
Lags: 1
Null Hypothesis:	Obs	F-Statistic	Probability
Y does not Granger Cause S	30	2.94696	0.09749
S does not Granger Cause Y		3.69202	0.06529
TIR does not Granger Cause S	30	0.01223	0.91277
S does not Granger Cause TIR		5.88123	0.02227
IR does not Granger Cause S	30	0.00016	0.99005
S does not Granger Cause IR		0.22120	0.64190
INF does not Granger Cause S	30	0.02448	0.87684
S does not Granger Cause INF		1.48187	0.23401
TIR does not Granger Cause Y	30	0.00565	0.94066
Y does not Granger Cause TIR		8.36011	0.00749
IR does not Granger Cause Y	30	0.04541	0.83286
Y does not Granger Cause IR		0.07857	0.78138
INF does not Granger Cause Y	30	0.09663	0.75830
Y does not Granger Cause INF		2.03832	0.16484
IR does not Granger Cause TIR	30	0.81283	0.37526
TIR does not Granger Cause IR		0.13904	0.71214
INF does not Granger Cause TIR	30	1.62484	0.21328
TIR does not Granger Cause INF		3.34358	0.07854
INF does not Granger Cause IR	30	0.22881	0.63626
IR does not Granger Cause INF		0.02709	0.87050

Les résultats du test de causalité au sens de GRANGER pour un décalage d'une période, montrent que :

- Seules les variations de S sont susceptibles de causer les variations du TIR (FISHER > 4).

- Seules les variations de Y sont susceptibles de causer les variations du TIR (FISHER > 4).

En revanche, au sens de GRANGER, aucune variable explicative ne cause la variation de la variable expliquée.

Les différents résultats obtenus à la fois dans l'estimation de la relation de long terme et de celle de court terme ainsi que dans le test de causalité, peuvent être utilisés pour la formulation d'une politique de promotion de l'épargne des ménages au Cameroun.

Une étude des variables explicatives de l'épargne des ménages au Cameroun doit normalement aboutir à la formulation de politiques susceptibles de provoquer une mobilisation optimale d'une des composantes essentielles de l'épargne intérieure qu'est l'épargne des ménages.

Une politique de l'épargne doit pouvoir s'insérer harmonieusement dans la politique économique globale du pays. Il faut au préalable fixer la cohérence entre les instruments et les objectifs. Une politique efficace de l'épargne ne doit pas alors faire abstraction des contraintes endogènes et exogènes existantes.

Parmi les actions à entreprendre, l'Etat peut à la fois agir sur les variables explicatives du modèle ou sur d'autres variables quantitatives et qualitatives non exprimées dans l'étude.

ü Promouvoir l'épargne par une politique rationnelle d'augmentation des revenus.

Le revenu disponible est la seule variable explicative significative qui agit positivement aussi bien à court qu'à long terme sur l'épargne. Si l'objectif à terme est d'accroître le taux d'épargne des ménages qui est encore très faible, une action sur les revenus serait efficace. Une politique des revenus peut se faire à travers :

Par ailleurs, pour qu'une politique de revenus réalise des résultats escomptés, il faudrait maîtriser ses effets pervers. Parmi ceux-ci, on peut citer :

- La dilution du différentiel reçu dans des consommations et dépenses improductives.

- La perte de compétitivité suite au renchérissement du coût de la main d'oeuvre.

- L'inéquité dans sa répartition. La frange minoritaire des revenus élevés peut être celle qui bénéficie le plus de l'effet d'augmentation.

ü Promouvoir l'épargne à travers une politique des taux d'intérêt réels modérés.

Dans la relation de court terme, le taux d'intérêt réel n'est pas une variable significative. A l'inverse des prévisions, il a un effet négatif sur l'épargne aussi bien à long qu'à court terme. Les ménages ne réagissent pas favorablement à une hausse de taux. L'effet de revenu (une hausse du taux de l'intérêt déprime l'épargne) a tendance à l'emporter sur l'effet de substitution (une hausse du taux de l'intérêt stimule l'épargne)

A priori, il est difficile de trancher en faveur d'un taux élevé ou d'un taux faible pour promouvoir l'épargne. Le fait d'agir en sens contraire (effet de substitution et effet de revenu) rend aléatoire la quantification de l'effet final.

Signalons également que l'inflation affecte le taux nominal et parfois le rend moins attrayant. Comme stratégie de long terme, il est plus raisonnable de pratiquer une politique de taux modérés et moyens.

En plus de promouvoir ou de constituer un frein pour l'épargne, les taux d'intérêts sont utilisés à d'autres fins :

- Les taux bas encouragent l'investissement, améliorent la compétitivité des produits à l'export et permettent l'accès au crédit au plus grand nombre.

- Les taux bas peuvent alimenter l'inflation. Le crédit par essence, participe de la création monétaire.

- Les taux bas peuvent favoriser la fuite des capitaux à la recherche de meilleurs placements. Le taux raisonnable économiquement est celui qui annule le différentiel d'intérêt à l'international. Avec la globalisation des économies et la tendance à l'unification des marchés de capitaux, on assiste à une plus grande mobilité de ces capitaux.

- Les taux bas peuvent même amener les banques à ne pas trop s'investir dans l'activité spatio-temporelle de collecte de l'épargne sur plusieurs segments du marché. Les conditions de collecte et les montants collectés ne garantissent pas toujours la rentabilité de l'opération.

Un autre paradoxe dégagé par les conclusions de notre étude est le comportement de l'inflation. Contrairement au signe attendu, elle agit positivement sur l'épargne des ménages. Quoi qu'elle ne soit pas une variable statistiquement significative aussi bien à long terme où à court terme, elle contribue néanmoins à expliquer le comportement d'épargne des ménages.

Sur le plan théorique, le signe pris par l'inflation a au moins deux explications. Les ménages peuvent alors réagir à une augmentation du taux d'inflation en:

- reconstituant leurs encaisses réelles. Cela a pour effet d'entraîner une hausse du taux de l'épargne;

- subissant une illusion monétaire sur les prix relatifs. Cela a pour effet d'accroître l'épargne.

L'effet total est presque indéterminé du fait du conflit entre l'effet de fuite devant la monnaie qui déprime l'épargne et l'effet de reconstitution des encaisses réelles qui accroît l'épargne, entre l'illusion monétaire sur le prix relatifs qui accroît l'épargne et l'illusion monétaire sur les revenus qui tend à abaisser le taux d'épargne.

Une politique de maîtrise de l'inflation doit avoir pour finalité d'agir d'une part, sur le rendement réel des actifs placés ou souscrits, et d'autre part, sur le pouvoir d'achat des ménages.

S'il faut aller dans le sens suggéré par les résultats de notre étude, cela signifierait qu'il faille relâcher les politiques anti-inflationnistes. Les conséquences d'une inflation incontrôlée sont plus désastreuses que positives :

- Elle peut se transformer en une inflation galopante ou même en hyper inflation.

- Elle favorise la fuite des capitaux vers l'étranger à l'objectif de garantir un pouvoir d'achat minimum et une valeur réelle maximale.

En somme, même si l'inflation encourage l'épargne des ménages, elle doit être maintenue dans les limites qui prennent en compte le niveau d'inflation à l'extérieur (théorie de la parité des pouvoirs d'achat) et qui ne puissent pas constituer un poison lent pour l'économie.

A long terme, comme à court terme, l'impôt sur les revenus n'a aucune influence significative sur l'épargne des ménages. Un relèvement de la pression fiscale affecte négativement l'épargne. Si l'Etat devrait prioriser l'épargne des ménages, il devrait au mieux des cas réduire sinon stabiliser l'impôt sur les revenus de la propriété et du travail.

Par ailleurs, une politique fiscale a des conséquences sur d'autres variables. Parmi ces conséquences, on peut citer :

- La réduction de la demande interne avec pour corollaire la réduction des investissements, de l'emploi et l'augmentation du chômage.

- La pratique d'un effort fiscal tolérable sur les revenus de capital pouvant avoir pour objectif d'attirer les investisseurs étrangers.

Sur le plan théorique, l'effet total de la fiscalité sur l'épargne des ménages est aussi ambigu à long terme du fait de l'existence de deux effets contradictoires (l'effet de substitution négatif et l'effet de revenu positif).

Le secteur informel, très dynamique, draine une part importante de l'épargne qui n'est pas statistiquement comptabilisée et mesurée. En dehors des passerelles existantes et pas encore bien développées, il faudrait procéder à un rapprochement entre le secteur financier formel et secteur financier informel. Si l'unification du marché de l'épargne constitue encore un idéal, il n'est pas impossible de penser une véritable politique d'intéressement de l'épargne informelle en prenant appui sur les motivations des participants aux tontines, aux groupes de solidarité etc. L'objectif à terme est d'attirer vers le secteur formel une partie de l'épargne informelle.

Au final et en dehors du revenu qui a un effet certain lorsque la politique des revenus intègre les contraintes d'ensemble, les autres variables ont non seulement des effets ambigus sur l'épargne mais également, elles sont pour la plupart non significatives. Une politique prudente va ignorer l'utilisation de ces instruments (taux d'intérêt, inflation, impôts sur les revenus). Une politique courageuse et active va les utiliser en cherchant à éliminer les effets pervers et à maximiser ou minimiser l'effet attendu.

A long terme, les variables retenues prises ensemble expliquent à 88,08% (R²) et à 86,24% (R² ajusté) l'épargne des ménages.

A court terme ces coefficients sont seulement de 57,41% (R²) et 48,53% (R² ajusté). Ce résultat montre, qu'à court terme il y a une part importante de l'épargne des ménages qui n'est pas expliquée par les variables retenues. D'où l'urgence d'explorer d'autres déterminants à la fois qualitatifs et quantitatifs. L'épargne informelle et les placements à l'étranger peuvent être des déterminants potentiellement significatifs. Il ne reste qu'à relever le défi de leur évaluation surtout quand on sait par exemple que pour les placements à l'étranger, il n'est pas toujours facile de les quantifier. L'évasion des capitaux fait appel à plusieurs canaux (fuites sous forme d'exportation des billets, recettes en provenance d'exportations illégales non enregistrées dans les statistiques du commerce extérieur, acquisition des devises étrangères par la falsification des documents commerciaux, surfacturation des importations, non rapatriement des devises par les résidents à l'étranger...)

Relation de court terme

Relation de long terme

TIR

INF

_t-1

TIR

INF

Variable dépendante

Variable indépendante

Résidu

Ordre d'intégration

I(1)

I(0)

I(1)

(1)

I(1)

(1)

I(0)

I(1)

I(0)

Signe attendu du coefficient

(+)

(-)

(+)

(-)

Signe obtenu du coefficient

(+)

(-)

(+)

(-)

(+)

(-)

(+)

(-)

Coefficient obtenu

1,204

-0,0002

0,0029

0 -0, 0001

-0,969

1,408

- 0,0077

0,024

-0,0003

t - sudent

3,15

0,09

1,83

0,06

4,69

9,1

2,26

0,9

0,25

Significativité

OUI

NON

OUI

NON

Ecart type

0,38

0,0031

0,0016

0,0017

0,206

0,1545

0,0034

0,0026

0,0012

R²

0,5741

0,8808

R² ajusté

0,4853

0,8624

1,66

1,95

F de Fisher

6,47

48,03

Prob (F.de Fisher)

0,00611

0,000 000

JARQUE - BERA

2,62

2,20

ARCH

Absence d'hétéroscédasticité

CUSUM

Stabilité des coefficients

CUSUM SQ

Instabilité des coefficients affectés par les changements structurels

Test de causalité

S cause TIR et Y cause TIR. (Pas de variable exogène qui cause la variable endogène)

Modèle de base

S_t = â_o+ â₁ Y_t + â₂ TIR_t + â₃ INF_t + â₄ IR_t + å_t

Modèle de la relation de long terme

S_t= - 3,684808 + 1,408784 Y_t- 0,007761 TIR_t + 0,0024808 INF_t- 0,000316 IR_t

Modèle à correction d'érreur

D(S_t) = - 0,002105 + 1,204437 D(Y_t) - 0,000231 D(TIR_t) + 0,002954 D(INF_t ) - 0,000124 D(IR_t)- 0,969021

En guise de conclusion partielle, nous retenons que le revenu disponible des ménages (à court et à long terme) et le taux d'intérêt réel (à court terme) sont les principales variables explicatives de la fonction d'épargne des ménages au Cameroun. La conclusion générale va permettre de faire l'économie de la démarche théorique et empirique qui a conduit à ces résultats.

Les déterminants de l'épargne des ménages au Cameroun

II- Résultats, interprétations et recommandations