Memoire Online - Relation inflation-chômage: une vérification empirique de la courbe de Phillips en RDC de 1990 à 2011

Le seul problème macroéconomique essentiel qui ne soit pas résolu réside dans le cruel marchandage entre le plein-emploi et la stabilité des prix.

La cause de désajustements générateurs de crise ne peut pas être recherchée dans l'évolution des grandeurs globales peu significatives (montant de production, niveau de prix, investissement total), mais dans l'analyse des relations entre les prix et les quantités produites entre branches d'activité.

F. HAYEK

Le seul moyen d'accès à une position telle que notre science puisse donner un avis positif pour de nombreux politiciens et hommes d'affaires repose sur des travaux quantitatifs. Aussi longtemps que nous ne serons pas capables de traduire nos arguments en chiffres, la voix de notre science, bien qu'elle puisse occasionnellement aider à éviter des erreurs grossières, ne sera jamais entendue par les praticiens. Ils sont tous, par instinct, économètres, du fait de leur incrédulité pour toute chose dont il n'existe pas une preuve exacte

J. SCHUMPETER

A mes chers parents André Gilbert Matunga Mukengeshayi et Louis Nduaya Biduanguila ainsi qu'à mes soeurs et frères (Trésor, Guelord, L'or, Dorcas, Patricia, Jehovani, Dodine, Daniella) et mes proches, je tiens à vous dédier ce travail, expression des prémisses de la révolution dans la manière d'appréhender les faits et phénomènes économiques vécus en RD. Congo en particulier et dans les pays en développement en général.

REMERCIEMENTS

Ce mémoire est l'aboutissement de deux années d'études bien remplies. Plusieurs personnes m'ont été d'une grande aide au cours de ces deux années, que ce soit par leurs soutiens moral, matériel et financier, par leur disponibilité, leurs remarques, ou encore par leur motivation à mon endroit. J'aimerais en remercier quelques-unes.

Tout d'abord, je voudrais remercier mon directeur, le professeur Florent Munkeni Lakup Tier. Je crois que ce mémoire n'aurait jamais vu le jour si ce n'avait pas été de sa grande disponibilité, de ses orientations et de sa compréhension. De plus, ses critiques m'ont permis de me concentrer davantage afin de perfectionner ce travail. De même, mes remerciements s'adressent à mon rapporteur de recherche, le chef de travaux Mukana Mutanda, qui malgré ses multiples occupations a bien voulu se mettre à notre disposition.

Je voudrais aussi remercier ma famille et particulièrement mes parents, qui dès le départ ont su me montrer l'importance de l'éducation, et pour avoir su m'accompagner, m'encourager dans la poursuite de mes études, afin de pouvoir servir dignement le pays demain. Je n'oublierai jamais leur amour et les nombreux sacrifices consentis pour ma réussite tout au long de mon parcours universitaire en sciences économiques.

Au niveau de la faculté, j'adresse mes vifs remerciements à mes compagnons de la promotion, particulièrement à Henry Makika, Kevin Ngunza, Ernest Malangu, Harmonie Bambi, dont les souvenirs resteront gravé à jamais dans mon mémoire, et avec qui je partage, quoique infime à ce jour, de vigoureuses convictions quant à l'émergence au niveau international, très bientôt, d'une classe des jeunes élites économistes congolais.

Enfin, mes remerciements vont à tous ceux et toutes celles qui d'une manière ou d'une autre m'ont aidé, à réaliser ce travail, ne serait-ce que par leurs conseils, critiques, suggestions. Tout cela a été très bénéfique pour moi.

LISTE DES TABLEAUX

Tableau II.1.1- output test ADF sur le taux de chômage en différence première

Tableau II.1.2- output test ADF sur le taux d'inflation en différence première

LISTE DES GRAPHIQUES ET FIGURES

INTRODUCTION

Depuis la seconde moitié du 20^iéme siècle, notamment vers les années 1970, l'inflation et le chômage constituent les maux les plus importants des sociétés, la relation entre eux est le principal problème économique intérieur des présidents et des premiers ministres, et le secteur majeur de controverse et d'ignorance en macroéconomie (Tobin 1972)^1(*). La courbe de Phillips (1958) ^2(*)

qui met en exergue la relation entre les deux variables

constitue ainsi une référence en matière de politique économique, en ce sens qu'elle permet de saisir les effets d'une orientation de politique économique représentée par le taux d'inflation sur l'activité économique réelle saisie par la variable chômage^3(*).

En R.D. Congo comme ailleurs, les fluctuations des prix^4(*) (comme conséquence des déséquilibres macroéconomiques) se sont généralement accompagné des sérieux remous sociaux. Ce sont toujours les ménages qui payent le plus lourd tribut, d'abord ils observent leurs pouvoirs d'achat diminuer, ensuite ils perdent leurs postes de travail à cause de fermeture des entreprises (car le cadre macroéconomique est jugé instable). Les fluctuations des prix se posent donc comme un réel problème macroéconomique aux lourdes conséquences sociales auxquelles font constamment face les décideurs politiques.

L'importance accordée aujourd'hui à la lutte contre l'inflation dans les pays en voie de développement trouve son origine dans les épisodes d'hyperinflation qui ont sévi dans plusieurs de ces pays au cours des années 1990. Compte tenu des méfaits de l'inflation sur l'activité économique, certains analystes orthodoxes préconisent que la lutte contre l'inflation soit retenu comme l'objectif primordial de la politique économique afin d'éviter les effets pervers auxquels les fluctuations intempestives de prix pourraient donner lieu. Cependant, il faut noter que les avantages de maintenir un taux d'inflation peu élevé doivent compenser les coûts d'une telle mesure. En effet, quel que soient les instruments spécifiques utilisés, la lutte contre l'inflation entraîne généralement une augmentation du taux de chômage, du moins dans le court terme^5(*), avec un risque de ralentissement de la croissance à moyen terme.

De ce qui précède nous avons saisi le dilemme majeur de la politique économique, qui est celui de choisir entre l'objectif de plein-emploi et de stabilité des prix en fonction de la situation macroéconomique en présence. Pour tenter de résoudre ce dilemme, nous nous referons aux récents développements en macroéconomie qui ont donné lieu à des mesures de politique économique qui concilient la croissance soutenue, le plein-emploi et la stabilité des prix^6(*).

Les faits et phénomènes observés en RD. Congo, depuis 1990 constituent un champ d'applications opportun^7(*) à la mise en oeuvre de tels modèles. En effet, depuis 1990, une série d'événements se sont succédé et ont porté préjudice au tissu économique^8(*). Cependant, depuis 2001 une série des mesures ont été arrêtées par les différents gouvernements centraux de la R.D. Congo, notamment : la thérapie des chocs en 2001 (la quasi - libéralisation du cadre macroéconomique) et la mise en oeuvre du programme économique du gouvernement en 2002. Ces réformes ont formellement, été motivées par la volonté de mettre à profit toutes les potentialités de la RD. Congo afin d'inscrire la marche de l'économie sur un sentier de croissance économique stable et de développement économique soutenable (Tsasa JP, 2012)^9(*).

A la suite de chacune de ces mesures, la R.D.Congo a enregistré des avancées remarquables sur le front de la lutte contre l'inflation et la réduction des déficits budgétaires et de balance des paiements courants. Elles n'ont pourtant pas réussi ni à stabiliser la production macroéconomique ni à réaliser une croissance durable^10(*).

Or, si l'objectif de la politique économique est d'optimaliser le bien-être de la société à long-terme et de manière équitable^11(*), on constate cependant que la plupart des débats de politique économique en R.D.Congo se sont centrés sur les variables intermédiaires, telles que la stabilité des prix ou la balance des paiements, alors que les variables intermédiaires ne sont pas très importantes en soi.

De ce fait, le présent mémoire voudrait jeter les bases d'un cadre conceptuel pour une politique macroéconomique axée sur la stabilité macroéconomique réelle, associée à la croissance. Ce cadre est fondé sur la vision privilégiant la nécessité d'élargir les objectifs et de développer des instruments complémentaires au-delà des politiques budgétaires et monétaires pour considérer les questions relatives à la gestion de la balance des opérations en capital, aux les réglementations et autres instruments microéconomiques.

L'objectif de ce travail est d'appliquer le modèle de la courbe de Phillips pour tester l'existence d'une relation de long terme entre l'inflation et le chômage en R.D.Congo et d'en saisir les effets réciproques. Le but est de mettre à la disposition des autorités économiques un instrument de conduite de la politique économique, qui met en exergue les conséquences de l'orientation de la politique monétaire sur le chômage.

Eu égard à la mission lui assignée, ce travail tente de répondre à une préoccupation majeure, résumée en 3 questions : comment la politique économique agit sur l'économie congolaise ? Quelle est l'orientation qui lui assurerait une certaine efficacité en vue d'atteindre l'objectif de consolidation de la croissance ? Existe-t-il des alternatives aux politiques de stabilité macroéconomique menées en R.D.Congo, dans la vision de promouvoir l'emploi ?

Ce travail suppose qu'il existe une relation entre la variation de l'inflation et le niveau d'emploi dans l'économie. Les hypothèses suivantes seront vérifiées : (i) la politique de stabilité a concouru à stabiliser relativement le cadre macroéconomique mais ses effets sont insignifiants sur l'activité économique réelle ; (ii) la relation positive entre l'inflation et le chômage est faible, par conséquent, la politique monétaire agit passivement sur l'activité économique globale ; (iii) à mesure que le gouvernement central apprend à mieux s'acquitter de son rôle en matière de conduite de politique économique, la relation positive de la courbe de Phillips s'estompe graduellement, pour devenir négative.

L'approche adoptée dans ce travail se base sur les récents progrès de la recherche économétrique dans l'étude des séries temporelles non stationnaires, qui ont permis de développer une méthodologie autour des concepts clefs de cointégration, de modèle à correction d'erreur et de causalité. Le concept de cointégration permet de préciser la réalité et la nature des divergences entre deux séries théoriquement liées entre elles, et le modèle à correction d'erreur permet d'en expliquer et d'en déduire le mécanisme. La notion de causalité, associée à la cointégration et au modèle à correction d'erreur, offre aujourd'hui un cadre assez rigoureux pour étudier la direction de la causalité (unidirectionnelle ou bidirectionnelle) entre deux variables, qu'elle soit de long ou de court terme^12(*).

Outre l'introduction et la conclusion, le présent travail est reparti en deux chapitres, le premier chapitre portera sur la dynamique entre la théorie de la courbe de Phillips et la politique économique, tandis que le second portera sur l'analyse économétrique de la relation inflation-chômage en RDC de 1990 à 2011.

CHAPITRE I:

Dynamique entre la théorie de la courbe de Phillips et la politique économique

Ce chapitre présente les fondamentaux de l'analyse de la politique macroéconomique en se basant sur la théorie de courbe de la Phillips. En effet, après une longue tradition de la formulation de politiques et de recommandations issues du cadre keynésien, les économistes (friedmaniens et lucasiens), suite aux multiples échecs de prédiction du modèle macroéconomique Keynésien (de la courbe de Phillips)^13(*) , ont posé la problématique de l'évaluation de la pertinence des politiques macroéconomiques sur l'activité économique réelle dans le temps et dans l'espace^14(*).

S'inscrivant dans ce cadre, le présent chapitre est structuré de la manière suivante : la première section passe en revue l'analyse keynésienne de la courbe de Phillips et les critiques des modélisateurs et analystes (ces critiques ont donné lieu à des reformulations qui ont enrichi la théorie macroéconomique), la deuxième section se penche sur les répliques des économistes keynésiens aux critiques adressées à leur théorie, enfin la troisième section porte sur les résultats des récentes études sur cette problématique.

I.1- FONDEMENTS DE POLITIQUES ÉCONOMIQUES ISSUES DE LA COURBE DE PHILLIPS

I.1.1- LA COURBE DE PHILLIPS ORIGINELLE

C'est en 1958 que l'économiste néo-zélandais William Phillips (1914-1975) établit une relation entre le taux de chômage et le taux de croissance du salaire nominal. Cette étude statistique repose sur une observation de l'économie de la Grande-Bretagne sur les périodes 1861-1913 ; puis 1867-1957. La relation observée est fortement négative.

Avec dw/w le taux de croissance de salaire nominal ;

le taux de chômage et

les résidus de l'estimation.

L'interprétation la plus simple de la courbe de Phillips repose sur la loi de l'offre et de la demande : le taux de variation du salaire dépend de la différence entre la demande et l'offre de travail, différence qui est mesurée par le niveau de chômage. Ainsi, plus celui-ci est élevé, plus la pression à la baisse du salaire est importante (Guerrien, 2000). La loi a révélé l'existence d'une relation inverse et fortement non linéaire entre taux de chômage et taux de croissance du salaire nominal. En effet, le pouvoir de négociation du salaire nominal est d'autant plus fort que le niveau de pression sur le marché du travail est faible.

La littérature « moderne » ré-estime la courbe de Phillips en utilisant des méthodes économétriques standards, et en introduisant explicitement une variable de croissance des prix. Phelps (1957) et Friedman (1958), ont analysé les conséquences de politique économique. Une autre interprétation est celle de R. Solow et P. Samuelson (1960) dans la cadre de mesure de l'arbitrage inflation-chômage aux Etats Unis.

I.1.2- COURBE DE PHILLIPS : QUESTION D'ARBITRAGE

L'étude de la courbe de Phillips consiste en termes de politique économique à considérer que les pouvoirs publics ont un arbitrage à faire : soit défendre la stabilité des prix au prix d'un accroissement du chômage, soit au contraire lutter pour le plein-emploi au risque d'être confrontés à des pressions inflationnistes. Ce paragraphe étudie la manière dont les principales théories économiques envisagent les politiques économiques face à l'arbitrage entre chômage et inflation.

La courbe de Phillips interprétée par P. Samuelson et R. Solow (1960) est représentée dans le graphique I.1 suivant.

La courbe de Phillips pouvait ainsi servir de support théorique aux politiques conjoncturelles de soutien à la croissance. Voici l'exemple d'une politique de relance en cas de récession : croissance de la masse monétaire -l'Etat achète des titres financiers aux ménages contre de la monnaie entraine une augmentation du prix des titres et diminution du taux d'intérêt, qui à son tour entraine une augmentation des investissements privés par ce que la monnaie coûte moins cher. Ces investissements supplémentaires auront pour effet l'accroissement de la production globale et une diminution du chômage.

I.1.3- LA LECTURE « KEYNÉSIENNE » DE LA COURBE DE PHILLIPS

Pour les Keynésiens, la courbe de Phillips exprime le fait que les pouvoirs publics disposent d'une marge de manoeuvre quant à l'objectif à privilégier, entre la lutte contre l'inflation et celle contre le chômage. Quand ils estiment que le taux de chômage est trop élevé pour des raisons non seulement économiques mais aussi sociales et politiques, ils mènent une politique de relance de l'activité, ce qui fait certes diminuer le taux de chômage mais également hausser le taux d'inflation. Quand celui-ci devient lui-même trop important, les pouvoirs publics changent leur fusil d'épaule et adoptent au contraire une politique de stabilisation. Mais la demande globale faiblissant relativement, l'activité s'en ressent négativement, et la situation de l'emploi se dégrade. Et ainsi de suite. Les politiques économiques participent ainsi à dessiner la conjoncture économique avec ses hauts et ses bas puisqu'elles consistent à faire succéder des phases de stabilisation (« stop ») et de relance (« go »), d'où le nom de politiques de « stop and go ». La lecture keynésienne donne lieu à la courbe de Phillips suivante :

Deux mécanismes proprement keynésiens justifient cette vision des politiques économiques face au couple inflation-chômage. D'abord le niveau d'activité est la variable déterminante du chômage, ensuite la rigidité des salaires nominaux fait que lorsque l'inflation se développe le coût du travail s'en trouve allégé, ce qui est favorable à l'emploi. Mais la rigidité des salaires, qui peut s'expliquer dans le court terme par l'illusion monétaire des individus et par l'impossibilité de renégocier constamment les contrats de travail, devient difficile à admettre dans le long terme ; d'où, la relation de Phillips tel que défini par les keynésiens ne peut donc être stable en longue période.

Les critiques suivantes se situent dans un horizon d'analyse plus long ; elles cherchent aussi à expliquer le phénomène stagflationniste qui aboutit à faire disparaître la courbe de Phillips puisqu'il correspond non plus à « inflation OU chômage » mais à « inflation ET chômage ».

I.1.4- LES CRITIQUES DE LA LECTURE KEYNÉSIENNE DE LA COURBE DE PHILLIPS

I.1.4.1- LA CRITIQUE DES NÉOCLASSIQUES

Par critique néoclassique, on entend essentiellement celle que fait M. Friedman en 1967-1968. Mais, il peut s'agir aussi de celle, un peu différente, de F. Hayek. Nous proposons deux présentations complémentaires de la lecture que fait M. Friedman de la courbe de Phillips.

La stagflation des années 1970-1980 se traduit graphiquement par une succession de plusieurs courbes de Phillips toujours plus élevées : pour un même taux de chômage, le taux d'inflation ne cesse d'augmenter. La lecture de Friedman peut être résumée de la manière suivante. Les politiques keynésiennes peuvent améliorer la situation de l'emploi à court terme mais elles sont inefficaces dans le long terme et même néfastes puisqu'elles n'améliorent pas la situation de l'emploi tout en nuisant à la stabilité des prix. En effet, la baisse du taux de chômage en deçà de son niveau « naturel » passe par une accélération de l'inflation. On retourne toujours au niveau de chômage

: la verticale en ce point est appelée « courbe de Phillips de long terme de Milton Friedman » qu'on peut voir sur le Graphique I.3.

2- La critique de M. Friedman sur les termes d'arbitrage inflation vs chômage.

Comme tous les Néoclassiques, M. Friedman estime que l'équilibre du marché du travail est commandé par le taux de salaire réel et non pas par le taux de salaire nominal. Pour être réaliste, le taux de salaire réel dont il est question n'est pas le taux nominal déflaté du taux d'inflation effectif mais le taux nominal déflaté de l'inflation anticipée. Si bien que M. Friedman substitue à la courbe de Phillips originelle qui met en relation le taux de chômage avec le taux de croissance du salaire nominal une famille de courbes qui mettent en relation le taux de chômage avec la croissance du taux de salaire réel pour différents taux d'inflation anticipée possibles. On parle alors de « courbe de Phillips augmentée des anticipations de prix». L'hypothèse que fait M. Friedman concernant la formation des anticipations est celle des anticipations adaptatives^15(*).

L'analyse Friedmanienne aboutit à la courbe de Phillips donnée par le Graphique I.3^16(*) :

Selon Friedman (1968), la courbe de Phillips semblerait fournir un moyen d'action sur une variable réelle(le taux de chômage) à partir d'une variable monétaire (le niveau des salaires nominaux ou le niveau des prix). Or la théorie monétariste rappelle qu'il existe une dichotomie entre la sphère réelle et la sphère monétaire. Friedman précise que la courbe Phillips ne ferait que traduire le lien qui existe entre emploi et productivité marginale du travail. Le taux de croissance du salaire réel ainsi une fonction croissante du taux de chômage. Le chômage implique que l'emploi baisse et donc que la productivité marginale du travail augmente, et avec elle le salaire réel (règle d'équilibre de la concurrence pure et parfaite). Compte tenu de cette dernière hypothèse, le chômage serait forcément volontaire.

Pour rendre compte des fluctuations conjoncturelles, Friedman et les monétaristes vont modifier la relation de Phillips en supposant qu'il existe un décalage dans le temps entre le moment où les salaires sont fixés et celui où les prix sont connus.

En conclusion, la courbe de Phillips s'explique chez M. Friedman par le comportement des individus en tant qu'offreurs de travail. Ceux-ci sont supposés rationnels mais ils forment des anticipations qui peuvent être entachées d'erreur. Ce sont ces erreurs d'anticipation qui font écarter le taux de chômage de sa valeur «naturelle » U_n, c'est-à-dire de la valeur qui correspond à l'équilibre « naturel » du marché du travail compte tenu des structures de l'économie. C'est un chômage volontaire et structurel.

I.1.4.2- LA CRITIQUE DES NOUVEAUX ÉCONOMISTES CLASSIQUES (NEC)

La caractéristique essentielle du raisonnement des NEC, en particulier celui de R. Lucas est précisément qu'il repose sur l'hypothèse des anticipations rationnelles, si bien que la possibilité d'illusion monétaire, certes temporaire, qu'admet Friedman est rejetée catégoriquement par les NEC.

Il n'y a donc plus de laps de temps pendant lequel la politique de relance réduit le chômage. En effet, dès lors que les pouvoirs publics relancent l'activité, les agents s'attendent à ce que l'inflation soit attisée et revendiquent donc aussitôt des augmentations de salaires : l'indexation des salaires est supposée totale. Il y a bien inflation mais comme le coût réel du travail reste le même, le taux de chômage est toujours au niveau du chômage naturel. La courbe de Phillips est verticale à la fois à court et à long terme, à la hauteur du taux de chômage naturel

(la courbe de Phillips n'est plus strictement verticale dès lors que l'indexation n'est pas totale mais seulement partielle). Les politiques économiques, dont les effets sont pleinement anticipés par les agents, sont non seulement inefficaces, à court et à long terme, mais elles sont même nuisibles puisqu'elles accélèrent l'inflation sans jamais diminuer le chômage.

C'est à partir du raisonnement (et donc des hypothèses) que fait R. Lucas au tournant des années 1960-1970 que deux autres « nouveaux économistes classiques», T. J. Sargent et N.Wallace, élaborent en 1976 leur propre modèle et énoncent le «principe d'invariance ». Selon ce principe, toute politique monétaire, de même d'ailleurs que toute politique budgétaire, sont inefficaces ; seules les variations aléatoires, donc non «anticipables », de la masse monétaire peuvent affecter le volume de production et donc le niveau de l'emploi car, paradoxalement, ce sont les seules qui peuvent «tromper » les agents. Le modèle de la NEC rejoint donc celui des Classiques dans ses principales conclusions puisqu'il affirme tout à la fois la neutralité de la monnaie, la théorie quantitative, l'ajustement spontané et instantané des marchés, l'équilibre macroéconomique de plein emploi et par conséquent l'inefficacité des interventions publiques conjoncturelles, même à court terme.

Pour ces économistes, seules des politiques structurelles peuvent être utiles. Il s'agit essentiellement des mesures tendant à abaisser le taux de chômage naturel. D'une part, il s'agit d'intervenir sur l'offre et sur la demande de travail en augmentant à la fois l'incitation des individus à travailler et l'incitation des entreprises à embaucher; d'autre part, il s'agit de favoriser l'appariement de l'offre à la demande de travail par une plus grande flexibilisation du marché du travail et du salaire ainsi que par une plus grande transparence. Mais, il faut aussi une politique monétaire délibérément restrictive pour lutter contre l'inflation puisque celle-ci est considérée comme d'essence monétaire et la stabilité des prix comme une nécessité absolue. Cette politique désinflationniste a cependant un coût à deux niveaux. Elle a d'abord un coût en termes de récession^17(*). Des études récentes vérifient que les politiques désinflationnistes se sont toujours traduites par une récession, d'ailleurs persistante, dès lors que les agents ne sont pas parfaitement informés de la désinflation, ce qui les amène à conserver leurs habitudes de consommation (phénomène de « deep habits »). La politique désinflationniste a ensuite un coût en termes d'accroissement du chômage, appelé « taux de sacrifice » comme fréquemment observé. Les NEC expliquent alors que les autorités monétaires peuvent manquer de crédibilité : en effet, si les agents économiques doutent de la réelle volonté de celles-ci de s'attaquer à l'inflation, ils ne changeront pas leurs anticipations et, si la politique est effectivement mise en oeuvre, elle échouera et il y aura bien un coût en chômage. Cette éventualité est tout à fait réaliste dans la mesure où la crédibilité des autorités monétaires est souvent amoindrie par un affaiblissement de leur réputation quand les agents ont connu plusieurs situations où les autorités monétaires n'ont pas fait ce qu'elles avaient annoncé. Dans leur modèle élaboré en 1977, F. Kydland et E. Prescott considèrent que cette incohérence temporelle est la cause principale des atteintes à la crédibilité des autorités monétaires.

R. Lucas fait une critique encore plus radicale des politiques keynésiennes, appelée d'ailleurs « la critique de Lucas ». Selon lui, les politiques keynésiennes ont pu donner satisfaction pendant un certain temps parce qu'elles se fondent sur un modèle caractérisé par la stabilité de ses paramètres, ceux-ci étant calculés en fonction de données passées et non en fonction des anticipations des agents: les prévisions peuvent alors être valables sur le court terme. Mais, les paramètres des modèles macroéconomiques sont en réalité influencés par les changements de politique économique, dans la mesure où les agents intègrent ces modifications dans leurs anticipations et par conséquent dans leurs comportements. Par conséquent, le modèle keynésien ne permet pas d'évaluer correctement les effets des politiques économiques à venir.

Selon certains, la perte d'efficacité des politiques keynésiennes à partir des années 1970 peut s'expliquer au moins en partie par « la critique de Lucas ». Pour d'autres, « la critique de Lucas » a une portée pratique réduite parce qu'ils montrent, sur la base d'études empiriques, que les modèles macro économétriques restent pertinents, d'autant plus que, de surcroît, les modèles dynamiques avec hypothèse des anticipations rationnelles sont difficilement applicables et testables.

En analysant leurs différentes interventions, on comprend en fin de compte que les NEC estiment que l'économie retrouve systématiquement, et naturellement, l'équilibre de long terme. Comment alors expliquer qu'il puisse y avoir des fluctuations économiques persistantes ? En 1977, R. Lucas répond en partant de la courbe de Phillips : pour lui, ce sont les variations non anticipées de la masse monétaire qui expliquent les fluctuations des variables réelles ; ce sont les effets de surprise qui engendrent le cycle.

F. Kydland, et E. Prescott en 1982, J. Long et C. Plosser en 1983, proposent une « théorie des cycles d'affaires réels » qui explique les fluctuations économiques par les chocs réels. Ces chocs sont principalement des chocs d'offre dans la mesure où la théorie privilégie les chocs de productivité et ce sont des chocs dits réels parce que la théorie considère que les variations de la masse monétaire n'ont pas d'impact sur le niveau d'activité. La courbe de Phillips revisitée par Lucas peut être représentée de la manière suivante (graphique I.4) :

Les anticipations étant rationnelles, les acteurs anticipent parfaitement les effets inflationnistes des politiques monétaires de relance. La courbe de Phillips devient une droite verticale. La monnaie est neutre à court terme. Le taux de chômage revenait toujours à son niveau naturel quel que soit le niveau d'inflation. La politique économique est par conséquent, inefficace pour résorber le chômage.

I.2- LA RELECTURE PAR LES NEK (NOUVEAUX ÉCONOMISTES KEYNÉSIENS)

Une première réponse aux critiques néoclassiques et des NEC qui accusent en quelque sorte les politiques économiques d'être à l'origine des déséquilibres et spécialement celui de la stagflation, est de lister les facteurs explicatifs qui ne sont pas directement liés aux actions des autorités publiques. Il y a en effet en premier lieu les chocs d'offre, à commencer par les fameux chocs pétroliers de 1973 et de 1979, qui constituent des sources importantes d'inflation importée et qui amplifient considérablement la spirale prix-salaires, en même temps qu'ils nuisent à la croissance. En second lieu, il y a des évolutions structurelles qui alimentent à la fois le chômage et l'inflation : (i) la tertiarisation de l'économie, avec de surcroît un développement des services non marchands ;(ii) les mutations technologiques qui posent des problèmes de reconversion aux individus comme aux firmes, et d'adaptation au système éducatif, problèmes dont la résolution exige beaucoup de temps et d'efforts ;(iii) les secteurs porteurs et en pleine expansion, qui, faute de capacités de production suffisantes, sont générateurs de hausses de prix, pendant que les secteurs en perte de vitesse ou en déclin licencient, faute de débouchés et/ou de rentabilité suffisante, sans que les chômeurs des seconds ne puissent pour autant se faire engager auprès des premiers, etc.

Mais, pour répondre de la meilleure manière aux critiques formulées par les Néoclassiques et surtout par les nouveaux économistes classiques, les Keynésiens ont pris le parti de rester pour l'essentiel dans le cadre d'analyse de ces économistes, en conservant en particulier l'hypothèse microéconomique de rationalité des agents. C'est pourquoi on parle de « fondements microéconomiques de la macroéconomie ».

A cet effet, deux types de raisonnement sont tenus. Dans le premier raisonnement, les NEK se placent dans un contexte de concurrence imparfaite et non pas de CPP (concurrence pure et parfaite), caractérisé par conséquent par un manque de flexibilité des prix et salaires (hypothèse keynésienne par excellence) et par la présence d'asymétries des informations. Les NEK cherchent alors à démontrer que les rigidités, qui expliquent précisément que l'équilibre macroéconomique ne soit pas l'équilibre général à la Walras, sont le résultat des comportements rationnels de la part des agents en interactions. Le second raisonnement montre que les anticipations rationnelles, loin d'annihiler l'efficacité des politiques économiques, la renforcent.

I.2.1- LES RIGIDITÉS SONT LES CONSÉQUENCES DE COMPORTEMENTS RATIONNELS

Les NEK distinguent deux sortes de rigidités, les rigidités nominales et les rigidités réelles. Les rigidités nominales sont celles qui affectent les prix et les salaires exprimés en valeur nominale, en prix absolus. Les rigidités réelles sont les rigidités qui concernent non les valeurs mais les quantités, sur les marchés des biens, du capital et du travail, et qui touchent donc les prix relatifs.

Sur le marché du travail, il est possible de mettre en évidence le jeu des deux types de rigidités en envisageant la formation du salaire nominal de la manière suivante :

Avec á compris entre 0 et + 8, â compris entre 0 et +1, U le taux de chômage, P le niveau général des prix et C une constante.

Cela signifie que le niveau du taux de salaire nominal réagit essentiellement à deux facteurs. Il réagit d'abord négativement, au niveau du taux de chômage, donc à la situation du marché du travail :

est une élasticité qui mesure l'importance des rigidités réelles du salaire. Plus a est élevé, moins les rigidités réelles sont fortes, et le salaire s'ajuste très vite au déséquilibre du marché du travail. Et inversement quand a est petit. Il réagit ensuite positivement au P, le paramètre ß est une élasticité qui mesure l'importance des rigidités nominales du salaire, le degré d'indexation du salaire sur le P. Plus ß est proche de 1, moins les rigidités nominales sont fortes puisque le salaire est alors parfaitement indexé à l'évolution des prix. Et inversement quand ß est proche de 0.

On constate que, si les rigidités nominales du salaire sont amenées à se réduire sur le long terme, il est loin d'en être de même pour les rigidités réelles : le chômage persiste donc quel que soit le niveau du salaire réel.

I.2.2- LA RATIONALITÉ DES ANTICIPATIONS RENFORCE L'EFFICACITÉ DES POLITIQUES ÉCONOMIQUES

Comme le dit J. Généreux (Économie politique, tome 3, Hachette), la démonstration des néoclassiques et des NEC au sujet de la courbe de Phillips est tautologique. En effet, on part d'une situation de plein emploi, où par définition aucune politique de lutte contre le chômage n'est nécessaire, pour conclure que, dans ce cas, une politique de lutte contre le chômage est inefficace ! (...) Une situation keynésienne typique implique que le taux de chômage effectif soit supérieur au taux de chômage naturel ». Si les anticipations sont rationnelles, les salariés savent très bien que globalement, leur pouvoir d'achat n'a pas varié, et que leur salaire réel est au niveau qui garantit la stabilité de l'emploi. Lorsqu'on est en situation de chômage involontaire et que les anticipations sont rationnelles, les agents savent que les politiques économiques sont efficaces et les décisions qu'ils prennent en conséquence renforcent l'efficacité de ces politiques économiques. Le fait est que les « NEK » montrent que les politiques économiques peuvent être efficaces en posant l'hypothèse des anticipations rationnelles prouve que ce n'est pas cette hypothèse qui autorise les « NEC » à affirmer l'inefficacité des politiques économiques mais bien plutôt le fondement proprement classique de leur analyse, avec un retour à la loi de Say, d'où d'ailleurs le nom qu'on leur donne.

I.3-RÉSULTATS DE RÉCENTES ÉTUDES

Après une période de grand succès dans le choix de politique économique lors de son apparition, la courbe de Phillips a progressivement été délaissée par les économistes à partir des années 70. Le consensus sur l'absence d'arbitrage inflation/chômage à long terme a eu pour conséquence une réorientation des politiques économiques. A partir du moment où les politiques de relance par la demande sont impuissantes, seules des politiques structurelles sont à même d'influencer le chômage.

Mais, elle a suscité un regain d'intérêt depuis le milieu des années 90, en lien avec les avancées empiriques. Les modèles structurels de type VAR ont montré que l'inflation et le PIB répondent à des chocs monétaires, les ajustements étant graduels, ce dont les modèles à prix flexibles et anticipations rationnelles ne peuvent rendre compte (Arestoff F. et al, 2010).

Les travaux phares sur la courbe de Phillips sont ceux de R. Solow et P. Samuelson (1960) dans la cadre de mesure de l'arbitrage inflation-chômage pour les Etats Unis. Friedman (1968), dans l'optique de la politique monétaire, trouve que la courbe de Phillips semble fournir un moyen d'agir sur une variable réelle (chômage) à partir d'une variable de politique économique (l'inflation) à court terme.

Sur ces bases, beaucoup d'autres chercheurs se sont illustrés dans l'analyse de la courbe de Phillips telle que défini par M. Friedman (1968). Jeffrey Sachs (1985) a constaté la désinflation aux Etats-Unis au début des années 1980 où l'inflation passait de

en 1980 à 3,2% seulement en 1984 s'est accompagnée d'un cumul d'écart au taux de chômage naturel de 10,8%, soit un ratio de sacrifice de 1,5. Ce qui signifie qu'en moyenne sur la période de désinflation, 1% de déflation supplémentaire s'accompagnait d'une hausse du taux de chômage de 1,5%.

John Taylor (1993) se proposait d'identifier les raisons pour lesquelles la FED^18(*)augmentait ou baissait ses taux. Il y explique la politique monétaire menée par la FED en montrant que la banque centrale définit une cible pour l'inflation qu'elle tente d'atteindre. Pour déterminer le taux d'intérêt, elle prend en compte l'existence d'un arbitrage entre inflation et chômage.

Christophe Raoul Besso (2010) étudie les effets de l'inflation au Cameroun avec comme hypothèse que l'inflation a un effet négatif sur le chômage au Cameroun. D'après les résultats des estimations, les erreurs d'anticipation influencent négativement l'évolution du taux de chômage au Cameroun de telle manière que, l'accroissement du taux d'inflation entraine la baisse du taux de chômage. Cette relation négative entre l'inflation et le chômage est ainsi trouvée au Cameroun comme dans les travaux de Phillips (1958).

Une récente étude de Turner (1995) réexamine la relation entre la production et l'inflation dans les pays du Groupe des Sept^19(*). L'étude utilise des courbes de forme différente d'un pays à l'autre. L'auteur constate que, dans trois de ces pays (les États-Unis, le Japon et le Canada), la pente de la courbe de Phillips à court terme semble s'accentuer à mesure que la production effective s'accroît par rapport à la production potentielle.

D'autres travaux ont porté sur la forme fonctionnelle de la pente de cette courbe. Les résultats de Fauvel, Guay et Paquet (2002) ont trouvé la présence de non linéarité. Ils suggèrent que c'est essentiellement les variables d'inflation retardées qui expliquent cette non linéarité. L'étude de Brainard et Perry (2000) confirme une forte instabilité du coefficient associé aux attentes inflationnistes et une relative stabilité du coefficient lié au taux de chômage. La non linéarité dans la dynamique de l'inflation peut refléter des changements dans le régime des attentes inflationnistes sous-jacentes.

Antoine Kaletsky (2010), éditorialiste au Times, montre, par un graphique de la courbe de Phillips pour le Royaume-Uni de 1971 à 2009, que cette courbe est devenue horizontale depuis 1992 : le taux de chômage a connu de très fortes variations indépendamment du taux d'inflation qui est resté significativement bas. L'explication essentielle tient, semble-t-il, à la profonde mutation de l'économie contemporaine. On est en effet aujourd'hui dans une économie mondialisée et financiarisée : le niveau des prix est de plus en plus fonction de l'inflation -ou désinflation- importée et de l'évolution mondiale des actifs spéculatifs comme l'immobilier, les titres et les matières premières. Autant de facteurs qui ne sont pas en relation avec le taux de chômage de tel ou tel autre pays.

Million (2004) discute de l'instabilité de courbe de la Phillips aux Etats-Unis en utilisant un modèle représentatif à changement de régime. Il trouve que la courbe de Phillips est instable, à cause de la volatilité de l'inflation.

Dans des travaux antérieurs, Chadha, Masson et Meredith (1992) se penchent également sur la forme revêtue par la courbe de Phillips dans les pays du Groupe des Sept. Ils mettent en évidence certains indices de non-linéarité, mais ceux-ci ne sont pas très solides.

Les résultats d'autres chercheurs militent encore moins nettement en faveur d'une relation non linéaire. Par exemple, les études de Braun (1984) et de Gordon (1994) ne détectent aucun signe de non-linéarité pour les États-Unis, et une étude effectuée par Cozier et Wilkinson (1991) arrive elle aussi à la conclusion que la courbe de Phillips à court terme est linéaire dans le cas du Canada.

Stock et Watson (1999) comparent différents modèles de prévision de l'inflation pour les États-Unis et montrent que le meilleur modèle est une courbe de Phillips « généralisée » qui relie^20(*) l'inflation au taux d'utilisation des capacités de production. En dépit de l'enrichissement de la courbe de Phillips par la prise en compte d'un grand nombre de variables supplémentaires, les équations de Phillips empiriques demeurent relativement instables quant à leur performance prédictive.

Les recherches empiriques réalisées arrivent à montrer que la courbe est valide dans le débat sur la politique économique. Elle pourrait ainsi constituer une référence pour la conduite de la politique économique de manière optimale.

CHAPITRE II:

Ce chapitre, au-delà des considérations théoriques, se propose d'analyser économétriquement la relation inflation et chômage (par le modèle de la courbe de Phillips) en vue de déceler la pertinence des différentes mesures de politique économique sur l'activité économique réelle. Il montre implicitement un fait majeur, toute politique économique doit être jugée en fonction de son efficacité à influer sur l'activité économique réelle (dans un sens cyclique ou contra cyclique de ses effets)^21(*).

Ce chapitre comprend deux sections et s'articule de la manière suivante : dans une première section, nous analysons l'évolution des variables d'étude, nous nous livrons à l'analyse de la dynamique du cadre macroéconomique de la RD. Congo en vue d'identifier l'origine, la pertinence et la prépondérance de différents chocs qui ont affecté l'économie. Ce sera également l'occasion d'apprécier, avant son approfondissement dans la prochaine section, les performances des politiques économiques mises en oeuvre. La deuxième section porte sur le teste économétrique de l'efficacité de la politique économique. Cet exercice sera rendu possible par l'estimation économétrique de la relation inflation-chômage à travers un modèle à correction d'erreur.

II.1- EVOLUTION DES VARIABLES DE L'ÉTUDE

II.1.1- INFLATION

L'inflation est le principal indicateur qui mesure l'orientation de la politique monétaire, qui peut être soit expansionniste soit restrictive, selon que l'on se trouve dans une situation d'expansion ou de récession économique.

Toutefois, il faut la considérer avec prudence. « Etant donné qu'elle représente les effets de la politique monétaire sur la demande globale, il ne faut pas s'attendre à ce qu'elle constitue un bon indicateur de l'impact des mesures monétaire sur les autres variables de la politique à prendre en compte (taux de croissance, taux de chômage, orientation de la politique monétaire, etc.) ». Ceci est vrai dans la mesure où dans certaines situations (cas particulier des pays en développement), une inflation élevée est supposée signifier que les décideurs ne s'acquittent pas correctement de leur rôle. Dans ce cas, l'inflation n'est pas considérée pour sa valeur en tant que telle, elle sert plutôt d'indicateur des mauvaises performances économiques de décideurs.

L'analyse de l'évolution de l'inflation de sous la période d'étude est menée en deux sous-périodes (la sous-période 1990-2001 et la sous période 2001-2011).

1.- La sous-période 1990-2000: cette sous-période fut caractérisée par l'instabilité tant politique qu'économique. En effet, sur le plan politique la démocratisation de 1990 n'a pas eu des fruits escomptés au niveau de la stabilité des institutions. La guerre de « libération » de 1997 et celle d'agression de 1998 ont contribué à la destruction du tissu économique et ont provoqué ainsi un profond recul de la production nationale, un large déplacement de la population entamant ainsi le capital social existant. Sur le plan économique, la rupture avec les bailleurs multilatéraux et bilatéraux a empêché l'accès du pays au marché financier international. Le maniement de la politique budgétaire n'a pas suivi ces considérations financières. Ainsi, le déficit public a été comblé par le financement monétaire. Ce qui a accru la masse monétaire provoquant ainsi l'inflation. A son tour, cette dernière a provoqué la décroissance économique et le chômage des facteurs de production. Ainsi en moyenne, les déficits budgétaires se sont élevés à 10,89% du PIB. Ces déficits ont été financés par le système bancaire. En moyenne annuelle, les avances de la BCC se sont élevées à 230,03% accroissant la masse monétaire de 8,88% annuellement, ce qui a entretenu un taux moyen d'inflation de 2105,572% et un taux de croissance économique moyen de -4,34%.

2.- La sous période 2001-2011 : Le changement politique de 2001, avec l'avènement de Joseph Kabila à la présidence de la R.D Congo, a marqué un tournant positif pour l'économie congolaise. Les premières mesures arrêtées sur le plan économique ont consisté en la libération des prix et des taux de change et la reprise des relations économiques internationales^22(*). Ceci a permis au pays d'exécuter, avec l'assistance du FMI, le Programme Intérimaire Renforce (PIR) et le Programme Economique du Gouvernement (PEG). Ces programmes avaient pour objectifs : (i) de casser l'hyperinflation ; (ii) de libéraliser l'économie ; (iii) d'établir un environnement plus favorable à la croissance du secteur privé et de poser les bases de la reconstruction de l'économie nationale. C'est ainsi qu'à la suite de la mise en oeuvre du programme économique du gouvernement (PEG en sigle), ainsi que du programme intérimaire renforcé (PIR), la RDC a appliqué des mesures de stabilisation basées essentiellement sur la maîtrise de la croissance de la masse monétaire, la réduction du déficit public, le renforcement des capacités des pouvoirs publics dans la gestion des dépenses, avec comme corolaire directe, l'arrêt de la spirale de l'hyperinflation en 2001. En 2005 déjà, le taux d'inflation s'est ramené à 21,3%, le pays a retrouvé une croissance économique positive avec un taux de 7,8% à la fin de la même année, le taux de croissance de la masse monétaire en baisse se fixait à 24,2%. La situation des finances publiques a également été encourageante : les recettes sont passées de 6,2% du PIB en 2001 à 12,3% fin 2006. Sur la même période, les dépenses ont augmenté de 7,9% à 16,1% du PIB, impliquant un déficit global de 0,7% du PIB en 2005.

Dans l'ensemble, sous cette période, l'inflation a évolué à un taux de 29,88% en moyenne annuelle.

La lecture de ce graphique renseigne fait ressortir deux observations. Premièrement, l'inflation a demeuré l'un des plus épineux problèmes macroéconomique et a constitué un élément nocif à l'activité économique. Les épisodes d'hyperinflation se sont à chaque accompagné d'une dégradation généralisée de l'activité macroéconomique. Deuxièmement, l'inflation trouve son origine dans les caractéristiques structurelles de l'économique de la RDC : l'extraversion accrue de l'économie, le caractère peu diversifié de l'économie, la faiblesse de la production nationale, le dysfonctionnement structurel des marchés lié aux entraves aux lois de marché et aux interventions de l'Etat etc.

II.1.2- CHÔMAGE

Le taux de chômage constitue un élément majeur pour percevoir la pertinence de l'action du gouvernement sur l'activité économique. Bon nombre d'études dans ce domaine, ont démontré qu'au-delà de tout équilibre macroéconomique, un taux de chômage faible constitue une preuve éloquente de performance macroéconomique.

La R.D. Congo fait sans doute partie des pays où le problème du chômage se pose avec acuité. Sa principale manifestation est la régression chronique de l'économie nationale. Cette situation nécessité une étude approfondie sur les causes afin de donner des pistes de solutions qui s'imposent. L'évolution du taux de chômage est présentée dans le graphique II.2 suivant.

L'examen de ce graphique montre que le chômage est un phénomène permanent dans l'économie congolaise depuis le début de la décennie 1990. Sa présence et sa persistance sont dues surtout à l'absence des unités de production qui à son tour est imputable à un climat des affaires peu propice aux nouveaux investissements créateurs d'emploi. Au regard de ce graphique, on s'aperçoit également qu'au lendemain de l'exécution des programmes d'ajustement structurels^23(*), le taux de chômage qui évoluait à une moyenne annuelle de 60,71% (depuis 1990) a baissé jusqu'à atteindre 45,4% en 2004. Mais, cette baisse est surtout due à la reprise des activités dans les industries minières dont la main d'oeuvre est très importante.

Il convient de signaler que de 1990 à 2011, le taux de chômage est resté généralement stable. On peut donc affirmer que le taux de chômage a évolué de manière indépendante des politiques économiques de l'Etat. La politique économique a certes réussi à endiguer l'inflation, mais elle n'a eu aucune influence sur l'activité économique. Il faut aussi signaler que la persistance du chômage est surtout imputable aux faits suivants : l'absence dans le pays d'un potentiel industriel compétitif qui puisse engager la main d'ouvre, l'absence d'une politique économique formelle visant à soutenir les entreprises, un climat des affaires malsain, l'étroitesse des marchés financiers, etc.

En définitif, l'analyse menée dans la présente section a permis : (i) d'établir clairement les différentes épisodes de la dynamique du cadre macroéconomique congolais ; (ii) de mettre, implicitement, en évidence l'inefficacité des politiques macroéconomiques menées dans son rôle d'assurer le bien-être de la population et la stabilité macroéconomique (iii) et d'identifier la nécessité d'envisager de politiques économiques visant à endiguer les deux fléaux qui sévissent en R.D. Congo.

II.2-ESTIMATION ET INTERPRÉTATION DES RÉSULTATS

Cette section consiste à tester économétriquement l'efficacité de la politique économique en RDC. Les variables retenues pour cet exercice sont l'inflation et le chômage, l'objectif étant la recherche d'une relation de long terme qui existerait entrent-elles. La relation inflation-chômage est intéressante à analyser empiriquement, puisque d'autres études théoriques parviennent à conclure de la disparation de celle-ci, tandis que les études empiriques arrivent toutes à détecter l'existence d'une relation entre les deux variables (qu'elle soit positive ou négative). La réponse à cette question peut également avoir des implications importantes au niveau des décisions de politique économique qui sont prises. La méthodologie retenue pour effectuer ce test est celle des modèles à correction d'erreur (ECM)^24(*).

Cette section comprend deux points essentiels. Le premier consiste en une présentation des données ainsi que du modèle utilisé. Le deuxième point est consacré au test de cointégration entre l'inflation et le chômage et à l'estimation du modèle à correction d'erreur.

II.2.1-SPÉCIFICATION DU MODÈLE

II.2.1.1- DONNÉES

Dans de nombreuses études concernant le sujet traité ici, le terme niveau de l'activité réelle n'est généralement pas clairement défini. Un certain nombre de variables sont souvent utilisées pour le représenter. Comme proxy de l'activité réelle, on utilise le plus souvent soit le niveau de la production globale (le PIB ou le PNB) soit, la production industrielle ou encore le chômage. En ce qui concerne le niveau général des prix, on utilise le taux d'inflation, le taux de variation des salaires nominal^25(*), ou encore la variation de la masse monétaire. En ce qui nous concerne, étant donné la difficulté d'obtenir des données fiables sur l'évolution du volume d'emploi sur une longue période, la variable taux de chômage a été utilisé comme proxy de l'activité économique réelle. On a considéré par ailleurs le taux d'inflation comme proxy de l'évolution du niveau général des prix.

Nos données sont annuelles et couvrent la période allant de 1990 à 2011. Elles ont été extraites respectivement des différents rapports annuels (1990 à 2011) et des condensés des informations statistiques (2007) de la Banque Centrale du Congo. Dans ce type d'étude, les données sont soit utilisées comme telles, soit transformées de différentes manières. Pour des raisons d'échelle, nous utilisons le logarithme de ces variables. LTCHOM est le logarithme de TCHOM (taux de chômage), LTINFL celui de TINFL (taux d'inflation annuel).

II.2.1.2- SPÉCIFICATION DU MODÈLE

La relation de long terme devant être estimer ici se présente de la manière suivante :

: la pente de long terme, il indique la variation du taux de chômage, induite à une variation à priori du taux d'inflation ;

II.2.2-ESTIMATION DU MODÈLE

II.2.2.1-TEST DE STATIONNARITÉ

Lorsqu'on utilise des données temporelles, il est primordial qu'elles conservent une distribution constante dans le temps. Ce concept de stationnarité doit être vérifié pour chacune des séries afin d'éviter des régressions factices pour lesquelles les résultats pourraient être « significatifs », alors qu'ils ne le sont pas en réalité.

Si une série est non stationnaire, la différencier peut la convertir en série stationnaire. En faisant une analyse sur le comportement des variables, on voit qu'elles sont non stationnaires, mais elles ont toutes une tendance à la baisse. Cela nous laisse présager une éventuelle cointégration entre les variables. Il est donc indispensable de s'intéresser à l'ordre d'intégration des séries. Pour cela, nous allons appliquer le test de Dickey-Fuller augmenté^26(*) sur chaque série, c'est-à-dire TCHOM et TINFL.

Le test a été conduit sur le logarithme des variables et leurs différences premières. (Les résultats obtenus sont présentés en annexe II.1). En ce qui concerne le test effectué sur le logarithme des variables, on ne rejette pas l'hypothèse nulle de racine unitaire, à quelques exceptions près, ce qui était d'ailleurs attendu. Après avoir différencié les séries une fois, le test indique la stationnarité pour les deux variables (DLTCHOM et DLTINFL)^27(*). Le tableau suivant montre en résumé les résultats du test ADF.

Ces résultats montrent que les deux variables sont intégrées à l'ordre 1, donc l'hypothèse H₀ est rejetée.

II.2.2.2-TEST DE COINTÉGRATION

Un autre test à possible lorsqu'on travaille avec des séries temporelles est celui de la cointégration. Le but est de détecter si des variables possédant une racine unitaire ont une tendance stochastique commune. Si tel est le cas, il existe une relation d'équilibre de long terme entre les variables ; et la combinaison linéaire de ces variables provenant des séries stationnaires est, quant à elle, stationnaire^28(*). Le test de stationnarité de Dickey Fuller réalisé sur nos variables, montre qu'elles sont toutes intégrées d'ordre 1. Cet ordre d'intégration commune pourrait justifier la présence d'une relation de long terme entre les deux variables. Un test simple à utiliser pour vérifier cela est le test en deux étapes de Engel et Granger (1958). Les résultats du test de cointégration sont présentés en annexe II.2.

L'estimation de cette relation par moindres carré ordinaire à l'aide du logiciel Eviews6 a donné les résultats suivant :

D'après cette relation, à long terme, le chômage et l'inflation vont de pair car le coefficient lié à l'inflation positif. Ainsi, à long terme, une augmentation du taux d'inflation de 100% entraîne une augmentation du taux de chômage de 4%, les coefficients sont tous significatifs. Bien que cette relation de long existe elle est tout de même très faible.

Pour que la relation de cointégration soit acceptée, les résidus (

) qui découlent de l'estimation de la relation de long terme doivent être stationnaires à niveau. Effectuons le test de Dickey-Fuller augmenté sur les résidus de l'estimation de la relation structurelle sous les hypothèses suivantes :

La statistique du test ADF est supérieure à la valeur critique de Mackinnon. L'hypothèse nulle est rejetée, les deux variables sont donc cointégrées. Nous pouvons conclure qu'il existe une relation d'équilibre à long terme entre le chômage et l'inflation.

II.2.2.3- CAUSALITÉ

Le test de causalité de Granger permet de déterminer le sens de l'impact entre les variables. Il identifie la variable qui cause l'autre. (Les résultats du test de causalité de Granger sont présentés dans le tableau II.3 en annexe) ces résultats indiquent l'existence d'aucun lien de causalité avec six périodes de décalage au seuil de 5% d'erreur. Ainsi, l'inflation ne cause pas le chômage.

II.2.3- MODÈLE À CORRECTION D'ERREUR

Accepter la cointégration, c'est accepter le fait qu'il existe une relation d'état stationnaire entre les deux séries de variables qui ont une tendance commune à évoluer dans le même sens. Tout écart momentané par rapport à l'équilibre est considéré comme aléatoire^30(*). D'après le théorème de représentation de Engle et Granger, les séries stationnaires, doivent être représentées sous forme de modèle à correction d'erreur si elles sont cointégrées, c'est-à-dire s'il existe une combinaison linéaire stationnaire entre elles.

L'utilisation du modèle à correction d'erreur permet de montrer la relation commune de cointégration (la tendance commune) et d'en déduire les interactions entre les variables^31(*). Cette méthodologie est adoptée dans notre travail parce qu'elle permet premièrement la prise en compte de l'évaluation de la dynamique des effets de court et de long terme du taux d'inflation sur le taux de chômage, deuxièmement elle permet la prise en compte des tendances stochastiques communes qui nous renseignent sur les effets permanents et transitoires des politique de stabilité de prix (c'est-à-dire d'inflation faible) sur le niveau de l'emploi représenté par le taux de chômage.

Spécifions le modèle à correction d'erreur conformément à la représentation de Hendry^32(*):

le coefficient

représente le terme de correction d'erreur, il doit être inférieur à l'unité et négatif. Ce coefficient indique la vitesse d'ajustement de la variable endogène (LTCHOM) pour retourner à l'équilibre de long terme suite à un choc.

II.2.4- VALIDATION STATISTIQUE DU MODÈLE

L'analyse des résultats obtenus, nous montre que le coefficient associé à la force de rappel

, respecte la condition de départ, c'est-à-dire négatif et inférieur à l'unité. Il existe un mécanisme de correction d'erreur : à long terme, le déséquilibre entre l'inflation et le chômage se compense de sorte que les séries ont des évolutions de long terme quasi-similaires.

Nous allons à présent soumettre le modèle à différents tests (les résultats de différents tests sont présentés annexe II.5). Le test de Jarque-Bera fondé sur la notion de Skewness (asymétrie) et de Kurtosis (grossissement) permet de vérifier la normalité d'une distribution statistique. La statistique de Jarque-Bera vaut 1,5743 avec une probabilité critique valant 0,4751. Ce qui fait que nous ne rejetons pas l'hypothèse de normalité des résidus.

Le test d'hétéroscédasticité de White est fondé sur une relation significative entre le carré des résidus et une ou plusieurs variables explicatives au sein d'une même équation de régression. Si on rejette l'hypothèse nulle, alors il existe un risque d'hétéroscédasticité. La statistique F de ce test est de 1,3483, il révèle une probabilité critique de (0,3151) rejetant ainsi l'hétéroscédasticité au seuil de significativité de 5%.

Le test de RESET de Ramsey pour des erreurs de spécification donne une probabilité critique de (0,0799), il n'y pas d'élément qui fasse nettement penser à une erreur de spécification, ce qui conduit à affirmer que la forme fonctionnelle est bonne.

Le test LM de Breusch-Godfrey permet de tester une autocorrélation d'ordre supérieur à 1. L'hypothèse nulle à tester est celle de l'absence d'autocorrélation des erreurs. Sa statistique F vaut 1,756087, avec une probabilité critique de 0,2064, affirme une absence d'autocorrélation des erreurs ; on ne rejette pas l'hypothèse nulle au seuil de confiance de 5%.

Les tests de « CUSUM » sont fondés sur la dynamique de l'erreur de prévision. Ils permettent de détecter les instabilités structurelles des équations de régression au cours du temps. Le CUSUM SQ (CUSUM carré) est fondé sur la somme cumulée du carré des résidus récursifs. Il permet de détecter les modifications aléatoires, ponctuelles, dans le comportement du modèle. L'estimation récursive du modèle révèle des coefficients généralement stables au cours de la période. Hormis l'année 2001 du test CUSUMSQ, pour lequel nous constatons un léger franchissement. Les statistiques CUSUM et CUSUMSQ restent dans leur intervalle de confiance, nous rejetons l'hypothèse d'un changement structurel. Il est intéressant de remarquer que le point de rejet de l'hypothèse de stabilité des paramètres en 2001 correspond à un événement majeur : le changement au niveau de la politique économique en R.D.C. consécutive à la reprise des relations économiques avec ses partenaires internationaux.

Globalement, le modèle a passé une batterie des tests dont seul celui de CUSUMSQ a monté une légère faiblesse.

II.2.5- INTERPRÉTATION ÉCONOMIQUE DES RÉSULTATS

L'élasticité de court terme du taux de chômage par rapport au taux d'inflation est

. Ceci implique qu'à court terme, si l'inflation augmente de 10%, alors le chômage augmente de 0,349%. Le chômage est sensible à la variation de l'inflation. Mais, le problème réside dans l'amplitude de cette sensibilité qui est faible, voire négligeable.

L'élasticité de long terme du chômage par rapport à l'inflation

ceci implique qu'à long terme, si l'inflation augmente de 10%, le chômage augmente de 0,49%, et les effets vont en croissant à long terme. On doit également souligner le caractère très faible de ces résultats. Ces faibles élasticités (de court terme et de long terme) signifient que le taux de chômage est moins sensible aux variations du taux d'inflation, ce qui réduit l'impact des effets réels des chocs de la politique monétaire sur la demande globale. Cela s'explique par le fait que le chômage observé en R.D.Congo est du type structurel. La politique monétaire est par conséquent inefficace à le faire varier. En outre, le signe positif de ces coefficients implique une baisse inhérente de l'inflation à la suite d'un choc^33(*) de politique monétaire. Mais, l'élément le plus intrigant réside au niveau de leurs amplitudes. La valeur très faible indique que l'inflation est indépendante aux fluctuations l'activité économique en RD. Congo. Ceci offre un arbitrage favorable à la Banque centrale, car une forte déviation de la production, au regard de ces estimations, n'a qu'un impact très faible sur le niveau de l'inflation.

A l'issue du test de causalité, le taux d'inflation (mesure de variation du niveau des prix) n'apparait pas comme indicateur de l'intensité de l'activité économique réelle, car le taux d'inflation ne cause pas le chômage. Cette non causalité révèle une désarticulation de l'économie nationale avérée par le manque de jointure entre la sphère monétaire et l'activité économique pendant la période sous-examen. Ainsi, nous avons constaté qu'il n'existe pas de canal de transmission répondant au schéma classique instrument - Objectif intermédiaire - Cible. Par exemple, il y a absence de mécanisme de transmission des effets de la politique monétaire sur l'activité économique. Et cette transmission devrait se faire à travers un mécanisme de marché (c'est-à-dire le lien stable entre le crédit à l'économie et l'investissement). Dans cette optique, les efforts d'assainissement de l'activité économique dans le sens de réduire son caractère prépondérant dans l'informel sont nécessaires.

CONCLUSION

Le présent mémoire s'est proposé d'utiliser et d'estimer économétriquement le modèle de la courbe de Phillips dans l'analyse des politiques macroéconomiques en RDC. La démarche suivie comprend deux moments de développement. Le premier moment s'est articulé autour des questions théoriques portant sur les fondamentaux de la politique économique basés sur la courbe de Phillips. Parallèlement au premier moment, le deuxième moment a consisté à l'estimation de la courbe de Phillips à l'aide du modèle à correction d'erreur. Au regard de la contrainte de disponibilité des données statistiques, l'application de ce modèle s'est rapportée essentiellement à l'analyse de la conduite de la politique monétaire par la Banque Centrale du Congo (BCC).

Notre étude est partie de l'idée selon laquelle, la politique économique telle que menée depuis 2001, est certes arrivée à stabiliser le cadre macroéconomique, mais elle ne répond pas aux objectifs de plein-emploi, de croissance et de compétitivité de l'économie. Il était donc nécessaire de proposer des alternatives des politiques économiques et structurelles, dans la vision de lui donner une orientation susceptible d'impacter positivement et significativement l'activité économique, en stimulant la « stabilité macroéconomique réelle ».

Pour y parvenir, nous avons éclaté notre travail en deux chapitres principaux. Le chapitre premier a porté sur la dynamique de la courbe de Phillips et la politique économique. Du point de vue académique, ce chapitre apparait comme une boîte à outils comprenant les principaux concepts qui constituent la toile de fonds de la dynamique courbe de Phillips et politique économique. Ce chapitre a démonté la pertinence de la courbe de Phillips dans l'analyse de l'impact de la politique économique sur l'activité économique réelle. Enfin, le chapitre deuxième a porté principalement sur l'analyse économétrique de la courbe de Phillips en R.D.Congo. Il convient de signaler qu'avant d'arriver à l'estimation du modèle, ce chapitre a commencé par une analyse de l'évolution des variables d'étude. Cet exercice a permis, d'une part, la réalisation de l'analyse du cadre macroéconomique en fonction de l'évolution de ces deux variables (l'inflation et le chômage). L'analyse du cadre macroéconomique a éclairé notre compréhension sur l'origine, la pertinence et la prépondérance de différents chocs qui ont affecté l'économie en cause. De l'autre côté, elle a mis en évidence avant son évaluation, l'inefficacité de la politique macroéconomique dans la régulation conjoncturelle. De même, elle nous a permis de comprendre le retournement qu'a connu l'économie congolaise, notamment en 2002.

A l'issu de nos investigations, on note les résultats essentiels suivants : (i) la politique monétaire restrictive a exercé un influence positive et faible sur l'activité économique. Nous avons appréhendé cela par la vérification empirique de la relation inflation-chômage : les résultats de l'estimation attestent que l'inflation agit positivement sur le chômage, donc elle est nocive à l'activité économique. Et l'analyse en termes de sous-période a révélé que comparativement aux périodes d'hyperinflation, le comportement des indicateurs macroéconomiques s'améliore pendant la période d'inflation faible ; (ii) le test de causalité révèle un manque de jointure entre l'activité économique et la politique économique. Par conséquent toutes mesures de politique économique visant à stimuler l'activité n'aura que des effets négligeables ; (iii) l'inflation et le chômage ne sont pas la source de la crise de l'économie congolaise, ils sont plutôt les conséquences des années de forte instabilité politique et économique qui ont sévit dans le pays, ce qui rend inefficace les mesures de politique économique destinées à les endiguer ; (iv) la stabilité macroéconomique observée est précaire du fait que d'une part, chômage est un défis aussi bien qualitatif (amélioration des conditions de travail, formation) que quantitatif (création d'emploi décents dans le secteur formel, maximisation des efforts pour les investissements), et d'autre part, le risque de réapparition des tensions inflationnistes demeurent présent à cause de la non défiscalisation de l'économie qui prive l'Etat des moyens nécessaires à sa politique, de la forte extraversion de l'économie, de la prédominance du secteur informel, fraude et évasion fiscal.

De manière générale, l'instabilité monétaire n'est pas le « problème de base » de l'économie congolaise. Par conséquent, il faut donner à la politique économique un contenu correspondant au problème de base de cette économie. Un simple programme de stabilisation financière ne permet pas de briser le cycle de la contraction qui alimente la spirale inflationniste que l'on cherche pourtant à résoudre. Il convient donc de donner à la politique économique un contenu qui répond aux besoins du moment, entre autre l'emploi et la consolidation de la croissance économique.

Dans cette perspective, les recommandations suivantes s'imposent: (i) renforcer l'efficacité de la politique monétaire par l'élargissement des marchés financiers, le renforcement de l'efficacité du secteur bancaire, la diversification de la base industrielle et l'amélioration du climat des affaires ;(ii) réduire la fragilité des finances publiques en les rendant moins sensibles à la volatilité des revenus extérieurs par l'extension de la fiscalité domestique, la réduction du caractère prépondérant du secteur informel; (iii) impulser une industrie d'exportation dans des activités à valeurs ajoutée élevée pour prendre le relais des industries de substitution aux importations, afin de réduire le caractère extravertie de l'économie, qui limite les effets de la politique économique sur l'activité économique ; (iv) améliorer les standards de gouvernance et l'efficacité de l'administration publique par la promotion de la stabilité sociale, la sécurité et la pacification du pays et enfin, lutter contre la corruption et la fraude (v) mener des politiques sectorielles et macroéconomique favorisant une haute intensité de la main d'oeuvre et aussi encourager l'auto-entreprise par : la formation, un accès accru au crédit, améliorer le climat des affaires en vue d'élargir le champ du secteur privé et de permettre l'émergence de l'activité économique.

Comme nous l'avons expliqué tout au long de ce mémoire, il existe plusieurs interventions auxquelles les décideurs congolais peuvent recourir pour relancer l'économie, et consolider la stabilité macroéconomique. Cette liste des interventions est loin d'être exhaustive. Le point essentiel à retenir est assez simple : il n'y a aucune raison de limiter les tentatives de stabilisation de l'économie aux seules interventions macroéconomique standards.

BIBLIOGRAPHIE

Bourbonnais R. (2005), « Econométrie manuel et exercices corrigés », DUNOD.

Bruneau, C., (1996). « Analyse économétrique de la causalité: un bilan de la littérature ».

Guillaume G. Nicolas M (2004), « Instabilité de la courbe de Phillips aux Etats-Unis: Un modèle représentatif à changements de régime ».

Hoang-Ngoc, Liêm (2007), « Le Fabuleux Destin de la courbe de Phillips », Presses universitaires du Septentrion.

Jean Hairult, D .Lindaeur(2011), «Economie du développement », deboeck, Bruxelles.

Jean-Olivier H. (2000), « Analyse macroéconomique », éd. La Découverte et synes, Paris.

Lardic et Mignon V. (2002), « économétrie des séries temporelles macroéconomiques et Financière », Economica.

Musgrave R., (1959), «The Theory of Public Finance», Mc Graw-Hill, New York.

Perron, P., (1993). « Racines unitaires en macroéconomie : le cas d'une variable », in Macroéconomie : développements récents, Malgrange P. et Salvas-Bronsard L. eds, pp 327-358, Economica.

Sekkat K., (1989), « L'analyse de causalité comme méthode de détermination des filières industrielles ». Annales d'Economie et de Statistique, Vol 14, pp 191-224 Revue d'Economie Politique. Vol 106, n° 3, mai-juin, pp 325-353

Ambapour S. et C. Massamba. (2005), « croissance économique et consommation de l'énergie au Congo : Une analyse en termes de causalité », BAMSI, BP 1374, Brazzaville.

Beaudry P. et Doyle M. (1999) « Qu'est-il arrivé à la courbe de Phillips au Canada dans les années 1990 » ?

Bengtson H. A. (2006), « le modèle Suédois à l'épreuve des reformes ».

Biales C. (2009) « modélisation schématique de l'équilibre macroéconomique ».

Chadha, B., P. Masson et G. Meredith (1992). «Models of inflation and the costs of disinflation», IMF Staff papers, vol. 39 (juin), p. 395-431.

Darne, O., Terraza, M., (2002). « Les tests de non-stationnarité des séries temporelles non saisonnières en économie : une revue de littérature ». Document de Travail n° 2002-05. Laboratoire Montpelliérain d'Economie Théorique et Appliquée. Université de Montpellier I.

Deubel P. (2008), « Analyse économique et historique des sociétés contemporaines », Pearson Education, France.

Fillion JF .et Léonard A (1997), « la courbe de Phillips au canada : un examen quelques hypothèses ». Document de travail 97-3. Banque du Canada.

Friedman Milton, (1968), « The Role of monetary Policy », The American Economic Review, vol. LVII, n° 1, March.

Guay A., R. Luger et Zhenhua Zhu(2004) « la validité empirique de la nouvelle courbe de Phillips Keynésienne dans le cas du Canada ».

Haudeville B. (1980) : « Chômage te inflation dans les pays en régime de croissance lent », in Revue d'économie industrielle Volume 12.

Kabuya K. et Mwalissena K. (1980), « Stabilisation économique et Financière au Zaïre : 1978-1980, des dévaluations en cascades à la démonétisation », Kinshasa Cépas.

Kabuya K. (1998), « l'économie congolaise et la réforme monétaire », Kinshasa, juin.

Kabuya K. (2000), « l'économie congolaise et la réforme monétaire de juin 1998 », in L'Afrique des grands lacs, Annuaire 1999-2000, paris l'Harmattan.

Kabuya K. et Tshiunza M. (2006), « la politique économique revisitée en RDC : pesanteurs d'hier et perspectives », in L'AFRIQUE DES GRANDS LACS. ANNUAIRE.

Lavoie M (1985), « Inflation, chômage et la planification des récessions : la théorie générale de Keynes et après ». Revue d'analyse économique, vol. 61, N° 2.

Le Bihan H. (2009) « 1958-2008, avatars et enjeux de la courbe de Phillips », Revue de l'OFCE, n°111.

Million N. (2004), « instabilité de la courbe de Phillips aux Etats-Unis, Un modelé représentatif à changement de régime».

Mukoko S. (2003), « Les politiques économiques en RDC : leçons des trois dernières décennies », in notes de Conjoncture, Kinshasa, nouvelle série, vol.1, n°1, octobre.

Patrick A. (2007), « aplatissement des courbe des courbes des Phillips et implications pour les politiques monétaire », service de recherche économique de Natixis ; n°318

Raoul Besso (2010) «Phillips curve, case study in Cameroun: evaluation of fundamental assumptions», Université de Yaoundé.

Ricketts N. (1996), «La mesure et l'interprétation des taux d'intérêt réels à court terme et de l'inflation attendue», Revue de la Banque du Canada (été), p. 23-40.

Samuelson Paul A. et Solow R. (1960), «Problems of Achieving and Maintaining a Stable Price Level: Analytical Aspects Of Anti-inflation Policy», American Economic Review, Papers and Proceedings 50(2): 177-94.

Simmonet Jean(2008), « relation des salaires et le chômage : courbe de Phillips ».

Johannes H. et ali (2012), « résilience d'un géant Africain », MediasPaul, Kinshasa-RDC ». Nation Unis DESA (2007), « politique macroéconomique et de croissance », Notes d'orientation.

Nzanda B. et Kalembe(1995), « Economie Zaïroise de demain pas de navigation à vue, essai, nécessité d'un modèle économique intégré », éd. Progrès social et Développement, Kinshasa.

RDC-Ministère du Plan et de la révolution de la modernité (2013), « Rapport socioéconomique 2011-2012 et perspectives 2013 ».

Ali abdalha, (2006), « taux de change et performances économiques dans les pays en développement », Thèse de doctorat, Université Paris XII-VAL DE MARNE, U.F.R. des sciences économiques.

Arestoff F et al. (2010), « notes de cours de macroéconomie », licence 3éme année, Université Paris Dauphine.

DIEMER, « cours économie générale », IUFM AUVERGNE, Economie et Gestion.

Dumont K. (2000), « La Courbe de Phillips de Long terme et la rigidité salariale : Un Test De La Conjecture de Tobin », mémoire de maîtrise, Université de Québec, Montréal.

Fragé A. D. (2011), « Efficacité de la politique budgétaire et monétaire des pays de l'Amérique latine cas de l'Argentine, du Brésil et du Mexique : Une application des modèles à correction d'erreur », mémoire de maîtrise, Université de la Méditerranée.

Lenzoudi, (2005), « l'impact du degré du degré d'ouverture sur la croissance économique : cas de six pays d'Afrique de l'Ouest », mémoire de maîtrise, Université de Montréal, Département de sciences économiques.

Minh Tuan Thao(2003), « la courbe de Phillips au CANADA : y a-t-il présence de non-linéarité ? », mémoire de maîtrise, Université du Québec, Montréal.

NSHUE M. M. (2011), « macroéconomie de long terme », cours de première licence FASE, UPC.

Tsasa J.P(2012), « Fondements microéconomiques de politiques économiques, Incohérence temporelle et Révision bayésienne : Construction et Application d'un modèle d'équilibre général dynamique et stochastique Etude du cas de la RD » Congo, mémoire DEA, CIEREA NPTCI, FASEG, UNIKIN, inédit

ANNEXES

ANNEXES II.1. TEST DE STATIONNARITÉ

Null Hypothesis: DLTCHOM has a unit root
Exogenous: None
Lag Length: 1 (Fixed)


			t-Statistic	Prob.*


Augmented Dickey-Fuller test statistic			-4.226114	0.0002
Test critical values:	1% level		-2.692358
	5% level		-1.960171
	10% level		-1.607051


*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 19


Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(DLTCHOM)
Method: Least Squares
Date: 11/30/13 Time: 15:13
Sample (adjusted): 1993 2011
Included observations: 19 after adjustments


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


DLTCHOM(-1)	-1.376877	0.325802	-4.226114	0.0006
D(DLTCHOM(-1))	0.360166	0.234767	1.534142	0.1434


R-squared	0.577218	Mean dependent var		-0.005533
Adjusted R-squared	0.552348	S.D. dependent var		0.178148
S.E. of regression	0.119193	Akaike info criterion		-1.316848
Sum squared resid	0.241518	Schwarz criterion		-1.217434
Log likelihood	14.51006	Hannan-Quinn criter.		-1.300024
Durbin-Watson stat	2.050410

Null Hypothesis: DLTINFL has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 1 (Fixed)


			t-Statistic	Prob.*


Augmented Dickey-Fuller test statistic			-3.142301	0.0403
Test critical values:	1% level		-3.831511
	5% level		-3.029970
	10% level		-2.655194


*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20 observations
and may not be accurate for a sample size of 19


Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(DLTINFL)
Method: Least Squares
Date: 11/30/13 Time: 15:11
Sample (adjusted): 1993 2011
Included observations: 19 after adjustments


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


DLTINFL(-1)	-1.221405	0.388698	-3.142301	0.0063
D(DLTINFL(-1))	-0.020179	0.251595	-0.080203	0.9371
C	-0.323466	0.394119	-0.820732	0.4239


R-squared	0.616804	Mean dependent var		0.039301
Adjusted R-squared	0.568904	S.D. dependent var		2.549072
S.E. of regression	1.673667	Akaike info criterion		4.011850
Sum squared resid	44.81858	Schwarz criterion		4.160972
Log likelihood	-35.11258	Hannan-Quinn criter.		4.037088
F-statistic	12.87703	Durbin-Watson stat		1.984012
Prob(F-statistic)	0.000465

ANNEXES II.2 TEST DE COINTÉGRATION DE ENGEL ET GRANGER

Dependent Variable: LTCHOM
Method: Least Squares
Date: 11/30/13 Time: 15:19
Sample: 1990 2011
Included observations: 22


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


C	3.815272	0.050215	75.97856	0.0000
LTINFL	0.040054	0.009477	4.226498	0.0004


R-squared	0.471784	Mean dependent var		4.006629
Adjusted R-squared	0.445373	S.D. dependent var		0.136786
S.E. of regression	0.101869	Akaike info criterion		-1.643743
Sum squared resid	0.207547	Schwarz criterion		-1.544557
Log likelihood	20.08117	Hannan-Quinn criter.		-1.620378
F-statistic	17.86328	Durbin-Watson stat		1.124726
Prob(F-statistic)	0.000414

Null Hypothesis: RESID01 has a unit root
Exogenous: None
Lag Length: 1 (Fixed)


			t-Statistic	Prob.*


Augmented Dickey-Fuller test statistic			-3.351587	0.0020
Test critical values:	1% level		-2.685718
	5% level		-1.959071
	10% level		-1.607456


*MacKinnon (1996) one-sided p-values.


Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(RESID01)
Method: Least Squares
Date: 11/30/13 Time: 15:25
Sample (adjusted): 1992 2011
Included observations: 20 after adjustments


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


RESID01(-1)	-0.737612	0.220078	-3.351587	0.0036
D(RESID01(-1))	0.037808	0.199734	0.189290	0.8520


R-squared	0.438568	Mean dependent var		0.011450
Adjusted R-squared	0.407378	S.D. dependent var		0.107447
S.E. of regression	0.082715	Akaike info criterion		-2.052197
Sum squared resid	0.123151	Schwarz criterion		-1.952624
Log likelihood	22.52197	Hannan-Quinn criter.		-2.032760
Durbin-Watson stat	2.118593

ANNEXE II.3- CAUSALITÉ

Pairwise Granger Causality Tests
Date: 10/29/16 Time: 09:43
Sample: 1990 2011
Lags: 6


Null Hypothesis:	Obs	F-Statistic	Prob.


DLTCHOM does not Granger Cause DLTINFL	15	10.3978	0.0903
DLTINFL does not Granger Cause DLTCHOM		0.41192	0.8311

ANNEXE II.4-MODÈLE À CORRECTION D'ERREUR

Dependent Variable: DLTCHOM
Method: Least Squares
Date: 11/30/13 Time: 15:28
Sample (adjusted): 1991 2011
Included observations: 21 after adjustments


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


C	2.294032	0.798374	2.873380	0.0105
DLTINFL	0.034941	0.014358	2.433581	0.0263
LTCHOM(-1)	-0.607449	0.208458	-2.914011	0.0097
LTINFL(-1)	0.030208	0.012376	2.440922	0.0259


R-squared	0.488296	Mean dependent var		-0.001099
Adjusted R-squared	0.397995	S.D. dependent var		0.121653
S.E. of regression	0.094389	Akaike info criterion		-1.713136
Sum squared resid	0.151459	Schwarz criterion		-1.514180
Log likelihood	21.98793	Hannan-Quinn criter.		-1.669958
F-statistic	5.407440	Durbin-Watson stat		1.953585
Prob(F-statistic)	0.008490

ANNEXE II.5- VALIDATION DU MODÈLE

Heteroskedasticity Test: White


F-statistic	1.348344	Prob. F(9,11)		0.3151
*ObsR-squared**	11.01517	Prob. Chi-Square(9)		0.2747
Scaled explained SS	8.384707	Prob. Chi-Square(9)		0.4959



sTest Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 01/05/14 Time: 14:36
Sample: 1991 2011
Included observations: 21


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


C	-4.933231	4.072778	-1.211269	0.2512
DLTINFL	0.184123	0.084852	2.169928	0.0528
DLTINFL^2	-0.002509	0.001373	-1.827245	0.0949
*DLTINFLLTCHOM(-1)**	-0.045266	0.021978	-2.059628	0.0639
*DLTINFLLTINFL(-1)**	-0.000440	0.001482	-0.296938	0.7720
LTCHOM(-1)	2.567833	2.083548	1.232433	0.2435
LTCHOM(-1)^2	-0.336292	0.267122	-1.258943	0.2341
*LTCHOM(-1)LTINFL(-1)**	0.023616	0.019846	1.189934	0.2591
LTINFL(-1)	-0.072201	0.071348	-1.011960	0.3333
LTINFL(-1)^2	-0.001880	0.001067	-1.762703	0.1057


R-squared	0.524532	Mean dependent var		0.007212
Adjusted R-squared	0.135512	S.D. dependent var		0.011264
S.E. of regression	0.010473	Akaike info criterion		-5.974227
Sum squared resid	0.001207	Schwarz criterion		-5.476836
Log likelihood	72.72939	Hannan-Quinn criter.		-5.866281
F-statistic	1.348344	Durbin-Watson stat		1.748279
Prob(F-statistic)	0.315095

Ramsey RESET Test:


F-statistic	3.497862	Prob. F(1,16)		0.0799
Log likelihood ratio	4.152038	Prob. Chi-Square(1)		0.0416



Test Equation:
Dependent Variable: DLTCHOM
Method: Least Squares
Date: 11/30/13 Time: 15:32
Sample: 1991 2011
Included observations: 21


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


C	2.586407	0.761697	3.395584	0.0037
DLTINFL	0.026323	0.014177	1.856798	0.0818
LTCHOM(-1)	-0.685352	0.199055	-3.443034	0.0033
LTINFL(-1)	0.041327	0.012995	3.180130	0.0058
FITTED^2	-5.152058	2.754733	-1.870257	0.0799


R-squared	0.580094	Mean dependent var		-0.001099
Adjusted R-squared	0.475118	S.D. dependent var		0.121653
S.E. of regression	0.088136	Akaike info criterion		-1.815614
Sum squared resid	0.124287	Schwarz criterion		-1.566919
Log likelihood	24.06395	Hannan-Quinn criter.		-1.761641
F-statistic	5.525945	Durbin-Watson stat		1.801644
Prob(F-statistic)	0.005452

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:


F-statistic	1.756087	Prob. F(2,15)		0.2064
*ObsR-squared**	3.984171	Prob. Chi-Square(2)		0.1364



Test Equation:
Dependent Variable: RESID
Method: Least Squares
Date: 11/30/13 Time: 15:34
Sample: 1991 2011
Included observations: 21
Presample missing value lagged residuals set to zero.


Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.


C	-3.124822	1.969509	-1.586599	0.1335
DLTINFL	0.002738	0.015616	0.175359	0.8631
LTCHOM(-1)	0.816679	0.514333	1.587840	0.1332
LTINFL(-1)	-0.030661	0.021128	-1.451234	0.1673
RESID(-1)	-0.972394	0.590712	-1.646139	0.1205
RESID(-2)	-0.501630	0.308301	-1.627076	0.1245


R-squared	0.189722	Mean dependent var		-5.76E-16
Adjusted R-squared	-0.080370	S.D. dependent var		0.087023
S.E. of regression	0.090452	Akaike info criterion		-1.733039
Sum squared resid	0.122723	Schwarz criterion		-1.434604
Log likelihood	24.19690	Hannan-Quinn criter.		-1.668271
F-statistic	0.702435	Durbin-Watson stat		1.968940
Prob(F-statistic)	0.630278

Année	Taux de chômage	Taux d'inflation
1990	52,6	874,5
1991	49,4	2641,9
1992	56,3	2989,6
1993	68,7	4651,7
1994	67	9796,9
1995	69,2	370,3
1996	62,8	693
1997	53,6	13,7
1998	57,2	134,8
1999	64,2	483,7
2000	66,9	511,2
2001	49	135,1
2002	49,1	15,8
2003	48,5	4,4
2004	45,4	9,8
2005	49,4	21,3
2006	48,2	18,2
2007	47,2	9,96
2008	53,2	27,57
2009	60,8	53,4
2010	50,1	9,8
2011	51,4	23,4

Source: Banque Centrale Du Congo, Rapports Annuels (2009, 2010 et 2011) et Condencés des Informations Statistiques (2007).

* ¹ James Tobin publia dans l'American Economic Review son discours présidentiel traitant de l'inflation et du chômage. Cet article remettait en cause certaines notions véhiculées dans le milieu économique.

* ² Il convient de préciser que l'écriture de la théorie générale de Keynes avait entretenu pendant la période 1936 - 1958 un trou noir concernant la relation salaire et emploi. En effet, la faute reprochée à Keynes (1936), c'est de vouloir appréhender l'interaction existant entre salaire et emploi, sans toutefois disposer d'une théorie de la relation inflation - fluctuation. A ce sujet, l'économiste américain Hansen (1967) estime que le Maître ne traite pas d'éventuelles conséquences inflationnistes d'un programme systématique de plein - emploi. Ainsi, Phillips (1958), puis Samuelson - Solow (1960), en voulant sonder ce mystère, sont parvenus à établir une corrélation négative entre le taux de salaire et le taux de chômage, puis un lien négatif entre taux d'inflation et taux de chômage, c'était la naissance de la plus célèbre courbe en macroéconomie : la courbe de Phillips.

* ³ Sous l'hypothèse qu'un taux d'inflation élevée exprime la volonté délibérée des autorités économiques de stimuler l'activité économique et l'emploi, et un taux d'inflation faible ou modérée exprime la volonté des autorités de stabiliser le cadre macroéconomique après un choc.

* ⁴ Ces fluctuations sont dues, soit aux mauvaises prévisions économiques soit aux chocs qui affectent l'économie. On distingue généralement les chocs de demande (une augmentation de la consommation, des exportations...) et les chocs d'offre (une baisse de la productivité, une augmentation des prix des biens importés...).

* ⁵ Certains affirment qu'il n'y a aucune contrepartie à long terme (La courbe de Phillips est supposée être verticale). Bien qu'il y ait peu de preuves empiriques convaincantes à l'appui de cette hypothèse, et même si celle-ci était véridique, elle ne pourrait pas exclure l'existence d'une contrepartie à court terme.

* ⁶ La courbe de Phillips tel que défini par les keynésiens puis complétée par de récentes critiques offre un cadre idéal dans cette optique, sa pertinence réside dans l'analyse et l'évaluation des politiques économiques, et plus spécifiquement, eu égard à la contrainte des données, à celles de la politique monétaire.

* ⁷ « Opportun » également puisque, l'application du modèle de la courbe de Phillips permettrait de mettre par la suite et en évidence des recommandations compatibles aux réalités des économies en développement et aux exigences de relance que présente l'économie congolaise en particulier.

* ⁸ La décennie 1990-2000 a été marquée par plusieurs faits négatifs ayant conduit à la destruction du tissu économique. Nous avons assisté d'abord aux pillages au cours des années 1993 et la guerre de « libération » en 1998. Ces faits ont contribué à plonger le pays à une crise économique grave. Le taux d'inflation se fixait à 2105,25% en moyenne annuelle, le PIB en régression se fixait à 4% en moyenne annuelle. L'instabilité politique et économique fut les sources majeures de cette débâcle macroéconomique.

* ⁹ Toutes ces mesures se sont soldées par une stabilité relative du cadre macroéconomique. En 2005 déjà, le taux d'inflation fut ramené à 21,3%, le pays a retrouvé une croissance économique positive avec un taux de 7,8% à la fin de la même année, le taux de croissance de la masse monétaire en baisse se fixait à 24,2%. Le domaine des finances publiques a également été encourageant, les recettes sont passées de 6,2% du PIB en 2001 à 12,3% fin 2006.

* ¹⁰ Ceci est en grande partie imputable aux politiques de stabilisation centrées sur la stabilité des prix, bien que la stabilité réelle et non la stabilité des prix soit ultimement l'objectif le plus important pour assurer une croissance économique soutenue à long terme.

* ¹¹ Richard A. Musgrave définis trois fonctions de la politique macroéconomique : [i] l'affectation ou l'allocation des ressources, elle consiste à fournir des services non marchands qui correspondent à la politique structurelle [justice, infrastructures, éducation, santé] - [ii] la redistribution ou la répartition des revenus et des patrimoines, cette fonction consiste à fournir une protection contre les risques essentiels, tout en corrigeant les inégalités engendrées par le marché [politique sociale] - [iii] la stabilisation ou la régulation du cadre macroéconomique au travers des politiques conjoncturelles et structurelles.

* ¹² Le concept de cointégration est introduit par Granger (1981), Granger et Weiss (1983) puis Engle et Granger (1987), le modèle à correction voir (Sargan, 1964 ; Davidson, Hendry et ali, 1978 ; Salmon, 1982 ;Njiki, 1998).) Quant à la notion de causalité voir (Granger, 1969 ; Sims, 1972, 1980)

* ¹³ Dans l'optique Keynésienne, la courbe de Phillips conduit à considérer que les pouvoirs publics ont un arbitrage à faire : soit défendre la stabilité des prix(en cas de surchauffe) et accepter un accroissement de chômage, soit au contraire lutter pour le plein-emploi (en cas de récession) au risque d'être confronté à des pressions inflationnistes. Au début, la relation décrite par la courbe était stable et linéaire, elle constituait une référence des politiques économiques, qui consistait à choisir entre l'inflation et le chômage. Les périodes de 1970 caractérisée par la stagflation, et la période des années 1990 caractérisée par un recule de l'inflation et du chômage, ont remis en cause la courbe de Phillips ainsi que la capacité de l'Etat à réguler l'activité.

* ¹⁴ La littérature économique parle de la proposition LSW, de noms de Lucas (Robert), Sargent (Thomas) et Wallace (Neils). D'après cette propriété, les politiques économiques sont neutres ; d'où la remise en question des principes centraux de la macroéconomie d'inspiration keynésienne. Cette façon de concevoir les choses a été fortement objectée par Fischer (1977) et Taylor (1979a, 1979b). Ceux - ci réhabilitent les politiques de stabilisation en introduisant une rigidité des salaires à court terme par l'intermédiaire de contrats négociés sur deux ou plusieurs périodes. Ces recherche sur la problématique ont abouti à l'élaboration des modèles macroéconomique dynamiques (les MEGIS : modèles d'équilibre général intertemporelle stochastique) qui intègrent les réactions des agents économiques dans l'analyse des politiques économiques, notamment la rationalité des agents et fondements microéconomique.

* ¹⁵ Friedman suppose que les anticipations des agents économiques sont imparfaites. Les anticipations autorégressives sont auto-correctrices quand la valeur anticipée de la variable dépend de la précédente anticipation et de la moyenne des erreurs constatées d'anticipation faites dans le passé. Les anticipations auto-correctrices sont adaptatives quand elles sont modifiées d'une période à l'autre en fonction de l'erreur commise lors de la période précédente.

* ¹⁶ Dans un premier temps, la politique monétaire fonctionne et relance l'économie, permettent une baisse du taux de chômage au prix d'une inflation plus élevée. On retrouve le mouvement le long de la courbe (flèche 1). Mais lorsque les agents économiques intègrent dans leurs calculs leurs erreurs et les tensions inflationnistes, ils réclament des hausses de salaire qui ont pour conséquence une hausse du chômage. Le chômage retrouve son niveau « naturel », mais les prix restent à un niveau élevé (flèche 2). On atteint donc une nouvelle courbe de Phillips, supérieure à la première, symbolisant une inflation plus forte. A long terme, la courbe de Phillips ne peut qu'être verticale.

* ¹⁷ Voir notamment l'article sur les effets dynamiques des politiques de désinflation de F. Collard, P. Fève et J. Matheron, de la direction de la recherche de la Banque de France, publié en novembre 2007.

* ¹⁸ Banque Fédérale américaine qui fait office de banque centrale aux Etats-Unis.

* ¹⁹ Les pays du G-7, qui sont : États-Unis, Japon, Allemagne, Royaume-Uni, France, Italie et Canada.

* ²⁰ De la même façon, la NKPC se distingue du modèle de surprise d'inflation dû à Lucas, parfois appelé courbe de Phillips des néo-classiques, dans laquelle seule l'inflation non anticipée a un effet sur le niveau de production.

* ²¹ En se référant notamment aux objectifs de la politique économique défini par Musgrave

* ²² Mukoko S. (2003), « Les politiques économiques en RDC : leçons des trois dernières décennies », in notes de Conjoncture, Kinshasa, nouvelle série, vol.1, n°1, octobre.

* ²³ Pour en savoir plus sur les résultats «controversés» de ces différents programmes, lire Kabuya K. F. et Tshiunza M., «L'économie congolaise en 2000-2001: contraction, fractionnement et enlisement», Kabuya K. F. et Tshiunza M., « l'économie congolaise à l'horizon 2002-2005».

* ²⁴ Le modèle à correction d'erreur sera appuyé par le test de causalité.

* ²⁵ A l'instar d'A. W. Phillips (1958) dans la courbe de Phillips originelle

* ²⁶ Le test de Dickey-Fuller augmenté ajoute des retards au modèle testé afin de contrôler l'autocorrélation, contrairement au test de Dickey-Fuller standard.

* ²⁷ Il est commun que les variables macro- économiques, comme celles qu'on utilise dans cette étude, deviennent stationnaire après une seule différenciation.

* ²⁸ Lenzoudi, (2005), « l'impact du degré du degré d'ouverture sur la croissance économique : cas de six pays d'Afrique de l'Ouest », mémoire de maîtrise, Université de Montréal, Département de sciences économiques.

* ³⁰ Voir à ce sujet Ambapour S. et C. Massamba. (2005), « croissance économique et consommation de l'énergie au Congo : Une analyse en termes de causalité », BAMSI, BP 1374, Brazzaville.

* ³¹ Voir Bourbonnais R. (2005), « Econométrie manuel et exercices corrigés », DUNOD.

* ³² Les modèles à correction d'erreur ont été introduits par Hendry au début des années 80. Ils ont le mérite de faire ressortir les dynamiques de court et de long terme des variables.

* ³³ Le choc de politique monétaire évoqué ici est celui du le changement de politique économique en 2001, changement qui s'est fait suivre de la baisse drastique du taux d'inflation.