III.2. ESTIMATION DES MODELES DE LONG TERME
Nous allons présenter par la suite les résultats
de chacune de nos variables dépendantes ou endogènes, la
politique monétaire sur l'inflation et la politique monétaire de
la croissance économique.
III.2.1. Modèle à Long Terme de l'impact
de la politique monétaire sur la croissance
Notre modèle de départ est :
LPIB C LEM LINVT LTIMP ET
Equation destimation est :
LPIB= C(1)+ C(2)*LEM+ C(3)*LINVT+ C(4)*LTIMP+
C(5)*E
Substituted coefficients :
LPIB = 15.9567266+0.1701227975*LEM -
0.2893122482*LINVT+
0.01296519839*LTIMP+ 1.001612138*ET
Les tests donnent les résultats suivants :
? Le test de RESET sur la forme fonctionnelle indique
que l'hypothèse nulle ne peut être rejetée, ce qui implique
que la spécification du modèle est valable1.
Toutefois, l'existence des données aberrantes pour la variable PIBR e a
été
1 La probabilité associée à la
statistique de Fisher ainsi qu'au ratio du log vraisemblance sont largement
supérieures au seuil de 5%. Elles s'élèvent respectivement
à 56,51% et 50,37%.
2 La probabilité de la statistique de Fisher
et celle du Multiplicateur de Lagrange sont supérieures au seuil de 5%
(respectivement 35,28% et 25,50%), indiquant le rejet de l'hypothèse
alternative d'autocorrélation des erreurs.
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corrigée par l'introduction d'une variable indicatrice
qui prend la valeur 1 entre 1993 et 1996 d'intervalle de temps et 0
ailleurs.
? Le test de BREUSH -GODGREY ne laisse pas entrevoir
l'existence d'une dépendance sérielle des erreurs.2
? Le test de WHITE montre que les erreurs du modèle de
croissance sont homoscédastiques au seuil de 5% : la probabilité
du Multiplicateur de Lagrange (5, 76%) est supérieure au seuil de
signification.
? La statistique de JARQUE-BERA ne rejette pas
l'hypothèse nulle de normalité des résidus du
modèle : sa probabilité (82,1%) est supérieure au seuil de
signification.
Ainsi, après l'application de tous les tests
nécessaires, notre modèle à Long Terme de la politique
monétaire sur la croissance économique se présente comme
suit :
R squared=0.996904 Squared adjust=0.996285 DW=1.314425
F-Stat=16.1 Prob=0.000000
Les valeurs ci-haut représentent la
significativité des variables. Alors que dans l'équation R
squared montre que l'encaisse monétaire influence à 99% le PIB,
les variables indépendantes expliques à 99% la demande de la
monnaie.
Dans cette deuxième section, nous interpréterons
d'abord les résultats des modèles à Long Terme avant
d'analyser ceux obtenus par les modèles à correction d'erreur.
III.2.2. Interprétation du modèle
à Long Terme
Pour la politique des reformes monétaires en RDC, le
coefficient R2 ajusté montre que les équations du
modèle à long terme expliquent 78 % des variations des prix et
39% de la croissance du PIB. Ainsi, les parts des variances expliquées
pour le premier modèle sont satisfaisantes contrairement au
deuxième modèle
Nous devons signaler que seuls deux variables sont
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a. l'encaisse monétaire
Le taux du marché monétaire a des effets
significatifs sur la croissance économique en RDC, apparu avec un signe
attendu au seuil de 5 %. Alors toute diminution à long terme d'un
pourcent du taux d'intérêt du marché monétaire
entraîne une augmentation du PIB de 0,54%.
Signalons en effet, que le taux de l'encaisse monétaire
étant un taux avec lequel la Banque Centrale agit avec des capitaux sur
le marché, constatons qu'en RDC, toute diminution du taux
monétaire entraînait un taux de la croissance
économique.
L'impact d'une variation de l'encaisse monétaire est
significatif à long terme ; par contre il présente un signe
inattendu en République Démocratique du Congo. Son coefficient
montre qu'une augmentation d'un % du taux d'intérêt du
marché monétaire entraîne une augmentation de 1,07% du taux
d'inflation domestique.
En effet, bien que cette augmentation se montre
théoriquement exceptionnelle, elle reste tout de même en
conformité avec la situation empirique de l'économie congolaise
dont la forte dollarisation limite l'efficacité des instruments dont la
banque centrale dispose pour stabiliser le prix. En effet les agents
économiques ont un arbitrage entre la monnaie nationale et le dollar qui
se veut plus liquide que la première et à ce titre l'augmentation
de l'encaisse monétaire peut, au lieu de diminuer l'inflation,
augmentait le volume de transaction en devise et ainsi agir à la
croissance.
Le manque de confiance en monnaie nationale pousse les
opérateurs à dépenser plus qu'ils ont suffisamment des
liquides à la suite d'une baisse du taux d'intérêt
Par ailleurs, les travaux empiriques de certains auteurs (dont
GUINAUDEAU, GUSCHCHINA, NAVARO et VIZZAVARO, 2007) soulignent que le taux
d'intérêt de l'encaisse monétaire, pour certaines
économies surtout dollarisées, des banques centrales agissent
dans le sens inverse comme dans notre cas sur l'évolution de l'encaisse
monétaire : dans ce cas, toute chose restant égale par ailleurs,
plus les taux d'intérêt sont bas dans une économie
dollarisées, plus l'encaisse monétaire tend à baisser
ainsi que le niveau d'inflation intérieure.
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En outre, la variable qualitative s'avère significative
au seuil de 5%. Toute variation d'un % de la variable Dummy entraîne une
augmentation de 2,11%. De ce fait, toute augmentation des nouvelles grosses
coupures entraînerait une inflation supplémentaire de 2,11% sur la
hausse des prix attendue, chaque fois que la politique monétaire est
anticipée sa significativité indique que les fortes variations du
niveau d'inflation en RDC entre 1993 et 1996 sont tributaires du recours massif
à la politique de la planche à billets qui a
caractérisé l'espace monétaire du pays durant cette
période.
En outre, le système bancaire a été
marqué par une crise de liquidité aigue, laquelle a
accentué la désintermédiation pour la bonne application de
la politique monétaire en RDC, c'est ainsi que le niveau
élevé du taux d'inflation au début des années 92
s'explique par un accroissement de liquidité et par des anticipations
liées à l'annonce de la mise en circulation des coupures à
valeur fiscale élevée. (KABUYA, 1998)
Dans les pays de l'U.E.M.O.A, la prise en compte de la
dévaluation du Franc CFA, les répercutions de la crise politique
malienne de 1991, l'atonie de l'offre au Togo en 1999 sur fond de crise
politique, la grave crise de trésorerie du Niger en 1992 qui s'est
traduite par des arriérés de salaires et une contraction forte de
la demande ont justifié l'introduction d'une variable muette dans le
modèle d'inflation et sa répercussion sur la hausse des niveaux
des prix dans certains pays de l'union. (NUBUPKO, 2003).
c. L'indice du produit intérieur brut
L'indice de Produit Intérieur Brut influence
significativement le taux de l'inflation en RDC. L'élasticité du
PIBR par rapport à l'investissement est de -0.93, ce qui signifie qu'une
augmentation d'un % de l'indice du PIB entraîne une diminution de 0,93%
du taux d'investissement de la RDC.
En RDC, nous constatons que l'augmentation du produit
intérieur brut gonfle doublement la demande de monnaie successivement
pour le motif de transaction et pour le motif de précaution
entraînant à ce titre une diminution presque de même ordre
du niveau de l'inflation pour une offre de monnaie donnée.
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Les études économiques antérieures
appuient cette situation dans la mesure où dans une politique
économique entraînant une modification de la quantité de
monnaie consécutive à la hausse de la demande présente
dans l'économie se traduit par un changement du niveau
général des prix et induit des modifications permanentes des
variables réelles tels que la production ou encore le chômage et
inverse est possible. Une variation de la quantité de monnaie en
circulation représente donc, en fin de compte une modification de
l'unité de compte qui laisse toutes les autres variables
modifiées. (MALLAYE D., 2009).
d. L'indice de prix à
l'importation(TIMP)
En première vue, L'indice de prix à
l'importation n'influence pas significativement l'inflation en RDC.
Conformément aux résultats de nos estimations, en RDC l'inflation
n'a pas été un phénomène à
géométrie variable importé de l'extérieur : elle
est essentiellement due au recours incontrôlé de l'émission
de la monnaie en vue du financement des dépenses publiques
(rémunération des fonctionnaires de l'Etat, investissements
publics des prestiges...), cette politique est en grande partie responsable des
déséquilibres actuels du système financier congolais.
Toutefois, il nous semble absurde que ces résultats
nous éloignent de la réalité que présente la
balance commerciale toujours déficitaire et qui induit
inévitablement la présence d'une inflation importée en
RDC. En notre sens, ces chiffrent perdent de vue la réalité
étant donné que ces importations échappent
complètement aux manoeuvres des autorités monétaires dont
les instruments manoeuvrent la monnaie nationale est loin les devises
extérieurs sur base desquelles la valeur des importations est en
général indexée.
Il ressort que le taux d'investissement total réel est
significativement sur la croissance économique au seuil de 5 % et apparu
avec un signe inattendu c'est-à-dire toute variation négative du
taux d'investissement total réel d'un pourcent a des effets
négatifs sur la croissance économique de -0.27%.Cela s'explique
en RDC, par le fait qu'à chaque fois que le taux d'intérêt
du marché monétaire haussait, les opérateurs
économiques ne demandaient plus de liquidité aux banques
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commerciales pour financer leurs activités respectives,
ce qui n'entraînait pas une croissance des investissements en RDC.
Le pouvoir explicatif de nos relations de court terme est
satisfaisant pour le modèle de l'inflation et non satisfait pour le
modèle de la croissance respectivement de 62,88 % et 31.46 %. De ce
fait, les parts des variances à court terme ne sont pas satisfaisantes
pour le premier modèle.
Le taux du marché monétaire influence
significativement le taux d'inflation en RDC, et il présente un signe
non attendu pour la RDC. Ce qui signifie qu'à court terme, une
montée d'un pourcent du taux de l'encaisse monétaire fait
accroître le taux d'inflation de 1.05%. Cependant, les effets du
modèle à long terme se confirment pour ce modèle de
dynamique à court terme.
L'indice de prix à l'importation n'est
d'influencé qu'au seuil de 10 % mais non au seuil attendu, et il
présente un signe négatif à court terme ; pour dire que
quand l'indice de prix d'importation augmente d'un pourcent en RDC, le taux
d'inflation diminue de 0,59 % au seuil de 10 % pendant qu'au seuil de 5 % il
n'exerce aucun effet.
La variable DUMMY a influencé significativement
à court terme le taux d'inflation en RDC, il présente un signe
positif. Ainsi chaque fois que cette variable muette évoluait d'un %, le
taux d'inflation en RDC augmentait de 2,38% au seuil de 5 %. En effet, le Franc
Congolais est toujours très faible et le taux de change avec le dollar
très volatil. Toute augmentation inattendue des dépenses
publiques à court terme financée par la création
monétaire diminuera la confiance du public congolais à la devise
nationale en faveur de dollars américain, causant une
dépréciation du Franc Congolais qui alimentera l'inflation.
Constatons en fin que, le PIB n'a aucune influence sur le taux
d'inflation en RDC à court terme. Toutes les variables sur la croissance
économique n'ont pas été significatives à court
terme au seuil attendu, c'est-à-dire chaque fois que la politique
monétaire en RDC était envisagée ces effets
n'étaient pas influents sur la relance de l'activité
économique à court terme.
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L'encaisse monétaire n'a pas influencé la
croissance économique d'autant plus qu'il agit par
l'intermédiaire du financement des investissements dont les
conséquences exigent un certain temps ou un délai
généralement long pour le cas constaté en RDC.
En suite celle de 1993 :
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