Protection sociale et croissance économique au Cameroun

II-2 : Méthode d'estimation, présentation des résultats et interprétations

Les différents tests effectués ci-dessus permettent de choisir la méthode d'estimation appropriée.

II-2-1 : Méthode d'estimation

Pour les estimations, les variables ont été exprimées en logarithme. Dans la mesure où les variables ne sont pas stationnaires et sont intégrées de même ordre, les procédures relatives à la méthode en deux étapes de Engle et Granger, avec ses préalables (détermination du nombre de relations de cointégration) et ses conséquences éventuelles (utilisation d'un modèle vectoriel à correction d'erreur (VEC), en cas d'existence de relation de cointégration est > 1), sont souvent recommandées. Dans le cadre de cette étude, la méthode d'estimation par les MCO en une étape de Hendry, se révèle adaptée, du fait du caractère stationnaire des résidus de l'équation de long terme.

Ecriture de l'équation

L'équation du mécanisme de correction d'erreur s'écrit :

D ( LNPIBR ) = â + â 1 D 0						(LNIVPR ) + â D ( LNPAC ) + â 3 D ( LNDEPS ) 2
+ â D ( HUM ) + â 5 LNPIBR ( 4	-		1	) + â LNIVPR ( 1 6 -				) + â 7 LNPAC (	-	1	)
+ â LNDEPS ( - 1 ) + â 9 HUM ( 8		-			1 )+å t

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Dans cette expression, les coefficients â₁ à â₄, caractérisent la dynamique de court terme, tandis que les coefficients â₆ à â₉ permettent de dériver les comportements

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d'équilibre de long terme de la croissance du PIB réel. Le coefficient b₅ est le coefficient de correction d'erreur et e_t est le terme d'erreur.

II-2-2 : Présentation des résultats et interprétations

Les estimations ont été effectuées à l'aide du logiciel EVIEWS et on a les résultats suivants :

Tableau4.4 : Résultats de l'estimation du MCE par la méthode des MCO.

Dependent Variable: D(LNPIBR)

Method: Least Squares

Date: 04/04/08 Time: 09:18

Sample(adjusted): 1976 2006

Included observations: 31 after adjusting endpoints

White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance

Variable	Coefficient	Std. Error t-Statistic	Prob.
C	-11.38710	8.685493 -1.311048	0.2040
D(LNIVPR)	0.520851*	0.064287 8.102029	0.0000
D(LNPAC)	1.515339	0.975838 1.552859	0.1354
D(LNDEPS)	-5.582109**	2.081861 -2.681307	0.0140
D(HUM)	0.000792	0.001217 0.650319	0.5225
LNPIBR(-1)	-0.225019**	0.112276 -2.004144	0.0464
LNIVPR(-1)	0.219396**	0.075421 2.908969	0.0084
LNPAC(-1)	2.280229	2.066175 1.103599	0.2823
LNDEPS(-1)	-4.712109**	2.160931 -2.180592	0.0407
HUM(-1)	0.002144	0.001693 1.266909	0.2191
R-squared	0.908312	Mean dependent var	0.068688
Adjusted R-squared	0.869017	S.D. dependent var	0.217058
S.E. of regression	0.078556	Akaike info criterion	-1.994301
Sum squared resid	0.129594	Schwarz criterion	-1.531725
Log likelihood	40.91167	F-statistic	23.11530
Durbin-Watson stat	2.190309	Prob(F-statistic)	0.000000

Source : Auteur

(*) Significatif à 1%, (**) significatif à 5% et (***) significatif à 10%.

Interprétations des résultats

Le coefficient b₅ (force de rappel vers l'équilibre) dans l'équation d'équilibre de court

terme est le coefficient de correction d'erreur. On constate que le coefficient associé à la force de rappel est négatif (-0,225) et significativement différent de zéro au seuil statistique de 5% (son t de Student est supérieur à 1,96 en valeur absolue). Il existe donc un mécanisme à correction d'erreur : à long terme les déséquilibres entre les séries se compensent de sorte que ces séries ont des évolutions similaires. Le modèle estimé a un bon pouvoir explicatif car la Fisher vaut 23,115 et le coefficient de détermination est égal à 0,9083. Ce qui signifie que

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90,83% des fluctuations de la croissance sont expliquées par l'investissement privé réel, la population active, le capital humain et les dépenses de sécurité sociale.

Les interprétations seront faites selon une vision de court terme et de long terme.

1) A court terme

D'après les résultats des estimations de l'équation de court terme, il ressort qu'à court terme les dépenses de sécurité sociale ont impact négatif et significatif sur la croissance. Ce qui conduit à dire qu'une augmentation des dépenses de protection sociale entraîne une baisse de la croissance. De plus, l'élasticité de court terme de la demande de protection sociale par rapport au PIB réel est égale à -5,58 ce qui signifie que si les dépenses de protection sociale augmentent de 1% alors le PIB réel sera réduit de 5,58%. Toutefois, la variable qui apparaît avoir l'impact positif le plus significatif sur la croissance est l'investissement privé réel. Car son t-Student est le plus élevé, il vaut 8,102 et l'élasticité de court terme de l'investissement par rapport au PIB réel est de 0,520 donc à court terme, si l'investissement augmente de 10%, alors le PIB réel augmentera de 5,20%. Le capital humain et la population active semblent ne pas avoir un impact significatif sur la croissance, mais les signes sont conformes avec les prédictions théoriques.

Une façon d'interpréter ces résultats consiste à dire que l'effet sur la croissance ne résulte pas de la protection sociale à court terme, mais plutôt des prélèvements opérés pour pouvoir financer les dépenses de protection sociale. Les prélèvements sociaux sont la cause de l'alourdissement de la fiscalité. De plus, la prise en compte des dépenses de retraite, qui correspondent à des prestations versées à la tranche de la population non active rentre dans la catégorie des dépenses improductives de l'Etat. Ces dépenses qui sont élevées dans les budgets de la sécurité sociale, affecteraient donc négativement la croissance à court terme.

2) A long terme

Les estimations de l'équation de long terme présentent des résultats qui sont presque identiques de ceux de la dynamique de court terme. Ici, les dépenses de sécurité sociale ont aussi un impact négatif et significatif sur la croissance car le coefficient de long terme associé à ces dépenses est négatif et significativement différent de zéro au seuil de 5%. Ce qui rejoint les résultats trouvés dans certaines études antérieures sur la relation (Tabellini (2000), Arjona, et al. (2002), par exemple). Toutes les autres variables semblent avoir un effet positif sur la croissance. Mais même à long terme, la population active et le capital humain ont des effets moins significatifs sur la croissance. Ce qui conduit à une certaine prudence dans l'interprétation de ces résultats. Etant donné que d'après les nouvelles théories de la

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croissance endogène (Guellec et Ralle, 2001), ces deux variables sont pertinentes à l'explication de la croissance et donc devraient être significatives.

En somme, il ressort des estimations effectuées ci-dessus qu'à court terme et long terme les dépenses de protection sociale paraissent exercer des effets négatifs considérables sur la croissance de l'économie camerounaise. Si les résultats peuvent paraître conformes avec ceux de certains auteurs qui ont trouvé une incidence négative (Bassanini et Sarpetta, 2001, Arjona et al., 2001, par exemple), ils contredisent cependant les résultats de Gwartney, Lawson et Holcombe (1998), Cassamatta, Cremer et Pestieau (2000) qui ont trouvé une incidence positive de ces dépenses sur la croissance et surtout d'Arjona, Ladaique et Pearson (2002) qui plaident pour la différenciation à instaurer entre les effets des dépenses sociales actives et les dépenses sociales passives sur la croissance. Puisque selon les auteurs, les dépenses sociales actives auraient un effet positif sur la croissance et ce sont les dépenses passives qui sont néfastes à la croissance.

Par ailleurs, la question relative à la destination effective des dépenses de sécurité sociale engagées par les représentants des pouvoirs publics mérite d'être posée, en liaison avec l'impact négatif à court et à long terme. Ainsi, soit les dépenses de sécurité sociale ont le plus souvent été faites pour payer les retraités qui sont peu productifs en terme de contribution à la croissance économique, au détriment des indemnisations des accidents de travail ou de l'assurance maladie pour les travailleurs. Soit, elles ont été détournées de leur destination initiale, ce qui pose donc dans ce cas la question de la bonne gouvernance économique au Cameroun. En effet, Rajkumar et Swaroop (2002)⁴² ont montré, à partir d'une comparaison internationale et d'une estimation sur données de panel couvrant la période 1990-1997, que la bonne gouvernance (mesurée par le degré de corruption et la qualité de la bureaucratie) a un impact positif sur l'efficacité des dépenses publiques. Cette efficacité est mesurée par le gain sur la croissance du PIB, de l'augmentation des dépenses publiques de santé.

En outre, autant que le montant des dépenses de protection sociale, le mode de financement de celles-ci joue un rôle crucial dans la détermination de l'impact global de la protection sociale sur la croissance. Le taux de cotisation sociale prélevé par la CNPS doit être celui qui n'alourdit pas le coût du travail pour ne pas contribuer à l'augmentation du taux de chômage, qui a une incidence négative sur la croissance et le bien-être social.

Les résultats trouvés dans cette étude semblent rejeter l'hypothèse H₂ selon laquelle

une augmentation des dépenses de protection sociale accélère la croissance. Les coefficients

⁴² Cités par Nubukpo (2003) dans « Dépenses publiques et croissance des économies de l'UEMOA », CIRAD, Montpellier (France).

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associés aux dépenses de sécurité sociale étant négatifs à court et à long terme cela traduit une diminution de la croissance consécutive à une augmentation des dépenses de protection sociale.