Memoire Online - Vérification empirique de la loi d'Okun: cas de la RD Congo entre 1960 et 2000

VERIFICATION EMPIRIQUE DE LA LOI D'OKUN : « Cas de la RD Congo entre 1960-2000 »

Résumé

L'objet de ce document est de chercher à déterminer de quelle manière le PIB réel et le taux de chômage varient autour de leurs niveaux potentiel et naturel ; et mesurer la relation qui existe entre le PIB réel et le taux de chômage en R.D Congo; ainsi proposer de pistes de solution pour une croissance réductrice du chômage chronique en R.D Congo. Le chômage est un problème sérieux en R.D Congo et le gouvernement ne peut réduire la pauvreté, qu'en augmentant la production qui devra s`accompagner par une hausse du niveau de l`emploi. Cet impératif nous incite à conduire des analyses sur la relation entre le PIB réel et le taux de chômage en R.D Congo. Notre analyse sera globalisante, sur le point de vue spatial, elle couvre toute l'étendue économique de la R.D Congo. Du point de vue temporel, nous avons opté pour une période allant de 1960 à 2000.Nous allons donc, derrière ces lignes, respectivement estimer le produit potentiel de la R.D Congo en premier lieu, avant d'analyser les considérations théorique et empirique de la loi d'Okun pour le cas de la R.D Congo en deuxième lieu et enfin proposer les pistes de solution pour une croissance réductrice du chômage chronique en R.D Congo.

Abstract

The purpose of this document is to try to determine how real GDP and the unemployment rate vary around their potential and natural levels and measure the relationship between real GDP and the unemployment rate in DR Congo; and propose possible solutions for reducing growth of chronic unemployment in the DR Congo. Unemployment is a serious problem in the DR Congo and the government can not reduce poverty. What about increasing production, which must accompanied by an increase in the level of the job. This imperative encourages us to conduct analyses on the relationship between real GDP and the unemployment rate in the DR Congo. Our analysis is comprehensive, on the view space; it covers the full range of economic DR Congo. From the point of view of time, we opted for a period from 1960 to 2000.we will therefore behind these lines, respectively estimate the potential output of the DR Congo in the first place, before analyzing the theoretical and empirical considerations of the Okun's law for the case of DR Congo in second place and propose possible solutions for reducing growth of chronic unemployment in the DR Congo.

ABREVIATION ET SIGLES

I. INTRODUCTION

Dans cette partie, il nous est utile de présenter les données qui vont nous servir à estimer nos modèles que nous allons utiliser dans notre étude. D'une manière générale, l'évolution de données présentées dans cette partie sera expliquée sous forme des graphiques.

Dans ce sous point, nous allons présenter l'évolution du Y/L de la R.D Congo en million de Zaïres à partir des années 1960-2000.

Le graphique ci haut présenté, nous montre l'évolution du produit intérieur brut réel par tête au fil du temps, en million de Zaïres. Ce dernier provient de l'annexe n°1.

La courbe du Y/L décroît entre 1960-1964, c'est-à-dire, le Y/L congolais ne cesse de décroître depuis le lendemain de l'indépendance jusqu'à l'année 1964. Il passe de 5.28 à 5.52 Zaïres entre 1964 et 1966, soit une légère augmentation de 0.24 Zaïres entre ces années. Entre 1966 et 1967, il y a une chute de 0.14 Zaïre du produit intérieur brut réel par habitant. Le produit intérieur brut réel par tête passe de 5.64 à 6.65 Zaïres entre 1968 et 1971 soit il croît à une vitesse de croisière. Cette courbe décline entre 1971 et 1972, soit elle passe de 6.65 à 6.49 Zaïres. Elle subit un léger accroissement entre 1972 et 1973, soit de 0.35 Zaïres puis elle décroît encore jusqu'au début de 1983, soit elle passe de 6.60 en 1974 à 4.63 Zaïres en 1983 mais elle augmente de 0.07 Zaïre en 1984 et enfin elle connaît une chute libre entre 1988 et 2000, soit elle passe de 4.49 à 1.61 Zaïres.

Nous sommes, tous, sans ignorer que l'économie Congolaise est dominée par une inflation persistante depuis de longs moments. En effet, dans cette section, nous présentons l'évolution du taux d'inflation depuis les années 1960-2000.

De ce graphique ressort que le taux d'inflation R.D Congo est stable entre 1960 et 1961, soit de 21.77%. Il passe à 17.88% en 1962, puis devient de 105.18% en 1963. En 1964, le taux d'inflation décroît, soit passe de 105.18 à 53.18%. Vers les années 1965, il devient négatif, soit de -1.31%, pour dire qu'en cette année, il y avait absence d'inflation dans l'économie Congolaise soit la monnaie de la R.D.C avait un fort pouvoir d'achat. Ce taux devient positif en 1966, passe de -1.31 à 23.85%. En 1969, Il devient de -0.50%, soit la monnaie Congolaise s'appréciait. Il devient de 1.61% en 1970. Il passe de 11.27 à 57.38% entre 1971 et 1978. En 1979, ce taux passe de 57.38 à 111.13% puis de 47.19 à 19.64% entre les années 1980 et 1990. Il bat son plein, en prenant une vitesse de croisière entre 1991 et 1994, soit de 1141.32 à 9796.9%, enfin, il passe de 370.27 à 511.20% entre les années 1995 et 2000. A l'exception de l'année 1997, où ce taux est à deux chiffres, soit de 13,75%. Pour les années sous étude, le taux d'inflation moyen est de 528,20%, confirmant que l'économie congolaise souffre d'une hyperinflation.

Dans cette section, nous allons présenter l'évolution de ratio d'inflation par rapport au produit intérieur brut réel en R.D Congo.

D'une manière générale, de ce graphique ressort une évolution sinusoïdale du ratio de l'inflation au fil de temps. Cette courbe suit la même allure que celle du taux d'inflation.

Dans cette section, nous allons présenter l'évolution de terme d'échanges total de la R.D Congo, en considérant l'année de base 1960.

De ce graphique ressort que l'évolution de terme d'échanges décroît entre 1960-1965, puis augmente de 1966-1970. Il décline de 1971-1972, puis augmente encore de 1973-1974, enfin, d'une manière générale, il connaît une chute libre de 1975 jusqu'à 2000.

Dans cette partie, nous allons présenter l'évolution de taux de chômage de la R.D Congo. Ce taux de chômage, nous l'avons estimé à partir de la formule suivante :

Ce graphique nous renseigne qu'il y a un déséquilibre sur le marché de l'emploi Congolais, soit au sens de classiques, les demandeurs de l'emploi sont de loin supérieur à l`offre de travail. D'où la main d'oeuvre congolaise coûte moins cher sur le marché de l'emploi et les employeurs ou entreprises offreurs de l'emploi auront tendance à fixer le niveau de prix ou de salaire, les demandeurs de l'emploi étant limités dans leurs choix. L'évolution de cette courbe montre en plus que le taux de chômage croît en moyenne de 0.46% par an en R.D Congo.

A partir de ces données, nous avons estimé le taux de chômage naturel. Rappelons que le taux de chômage naturel est défini comme la moyenne de taux de chômage dans une économie. Soit le taux de chômage naturel est égal à 91.27%.

II.MOLEDES THEORIQUES ET METHODES ECONOMETRIQUES

Le produit potentiel est le niveau de production qu'une économie peut fournir sous condition d'emploi total (avec un niveau de chômage faible, dit naturel et sans tension inflationniste). Le produit potentiel s'insère donc dans un contexte d'équilibre stable de l'économie dans son ensemble, dite condition de « steady state » ou « état stationnaire » (Ghislaine, et al, 2005).

A partir de ce concept, nous pouvons faire appel au concept de l'écart de production.

Par définition, l'écart de production est la différence entre la production effective et le niveau de production potentielle (Ghislaine et al, 2005).

L'analyse de l'écart de production peut donc être considérée comme le point de départ de l'étude de l'analyse conjoncturelle basée sur le cycle de croissance.

La littérature économique distingue généralement deux conceptions de la production potentielle (Lamine, 2005). La première approche qui relève d'une conception néoclassique soutient que la production potentielle est tirée par les chocs exogènes de productivité, qui affectent l'offre globale et déterminent, à la fois, le sentier de croissance de long terme et les fluctuations à court terme de l'output. Dès lors, les fluctuations du cycle des affaires ne sont pas causées par l'insuffisance ou l'excès de demande globale, mais sont provoquées par le comportement d'investissement d'agents économiques rationnels qui réagissent à ces chocs de productivité.

La seconde approche, qui s'inscrit dans la tradition keynésienne, considère que le cycle des affaires résulte principalement des mouvements de la demande globale, en relation avec un niveau d'offre globale dont l'évolution est relativement lente. Durant les phases de récession, il existe des facteurs de production qui ne sont pas pleinement utilisés du fait de l'insuffisance de la demande effective ; en particulier, le taux de chômage se situe au dessus de son niveau d'équilibre, ce qui exerce une pression à la baisse sur les prix. Dans ce cadre, l'évaluation de la production potentielle s'avère nécessaire pour mettre en place une politique (aussi bien monétaire que fiscale) de gestion de la demande.

L'interprétation des mêmes concepts dans un contexte purement monétariste est radicalement différente. Dans la théorie monétariste et la nouvelle macroéconomie classique, l'économie est supposée être en permanence dans une position d'équilibre stable (« steady state ») et donc dans laquelle la production effective coïncide toujours avec la production potentielle. Seulement des chocs peuvent faire éloigner l'économie de sa position d'équilibre. Des chocs à caractère permanent déterminent la position des «steady state » tandis que des chocs transitoires déterminent des fluctuations conjoncturelles.

Le produit potentiel est couramment assimilé à la composante permanente de l'économie qui n'est typiquement pas stationnaire. L'écart de production quant à lui est assimilé à la composante transitoire de l'économie, typiquement stationnaire mais pas nécessairement périodique. La composante transitoire peut être divisée en une composante cyclique et une composante irrégulière (Ghislaine, et al, 2005).

Ghislaine, et al. (2005) distinguent deux types de techniques d'analyse des fluctuations économiques : la déviation par rapport à la tendance, c'est - à - dire l'interprétation des changements sur la production et le « gap closing » qui nous permet d'analyser les phénomènes cycliques. Dans ce sens, si on se réfère à une approche de moyen terme, le produit potentiel est assimilé à la tendance et l'écart de production à la déviation par rapport à la tendance. Alternativement, si on se base sur le court terme, l'évolution de l'écart de production correspond aux fluctuations économiques principalement expliquées par la composante cyclique de l'économie.

D'un point de vue cyclique, l'analyse de l'écart de production permet d'identifier les phases du cycle conjoncturel (accélération, décélération). Du point de vue de la tendance, l'écart de production identifie les déviations de la tendance et le lien entre le produit potentiel, et l'écart de production nous permet de détecter les points de recouvrement ou récession.

Dans le cas de nos analyses, pour déterminer le produit potentiel, nous avons tenu compte des conditions et réalités de l'économie congolaise où l'inflation bat son plein et dans laquelle on fonctionne en dessous de ses capacités de production. Nous avons aussi tenu compte de l`ouverture de la RDC à d'autres économies du monde à travers ses termes d'échanges, voici l'équation à laquelle nous allons utiliser tout au long de nos analyses pour déterminer le produit potentiel :

Dans ces analyses, c'est l'optique production qui nous intéresse de plus parmi les optiques déterminantes du produit intérieur brut (soit optique production, optique revenu et optique dépense).

Notre étude a retenu une variable dépendante (LogY/L) et trois variables indépendantes (Infl, RInfl et TE). Notre fonction est construite de la manière suivante :

Le signe (+) ou (-) sous chaque variable explicative indique a priori l'impact attendu de la variable considérée sur le produit intérieur brut réel estimé.

Loi d'Okun

La loi d'Okun relie la production et chômage (Mankiw, 2003). Pour Samuelson et Nordhaus (2000), elle fournit le lien, de toute première importance entre le marché des produits et le marché de travail. Elle décrit la liaison entre les mouvements de court terme du PIB réel et les variations du chômage.

La « loi d'Okun » est la relation empirique entre les écarts de croissance de la production autour de sa tendance et les variations du chômage. Cette loi montre comment le taux de chômage observé varie autour du taux de chômage d'équilibre (Pour Okun, 1970).

L'article qui définit les fondements du concept de production potentielle fut publié par Okun en 1962. Okun propose une relation linéaire simple entre l'écart du taux de chômage à son niveau naturel et l'écart de la production par rapport à son niveau potentiel. Il existe donc une corrélation négative entre les changements du taux de chômage et les changements de croissance de la production. La relation entre le taux de chômage et écart de production est plus précisément considérée par Okun comme relatant les déviations de la production à son niveau potentiel et du taux de chômage à son niveau naturel (Destais et al, 2005).

La considération mathématique de la loi d'Okun est la relation linéaire simple entre l'écart du taux de chômage à son niveau naturel et l'écart de la production par rapport à son niveau potentiel définit par Okun est donnée par la fonction suivante :

c : facteur de taux de chômage qui se change en production ou coefficient de sacrifice de taux

Dans ses analyses de 1965, aux Etats-Unis, Okun trouve la valeur de c égale 2 ou 3. Dans la loi d'Okun, Yp et Un doivent être estimés. En d'autres termes, la relation (1) peut s'écrire comme suit :

k : la variation de production potentielle autour de son produit potentiel moyen sur

L'équation (2) est la variation en pourcentage du PIB réel. Il nous est important de démontrer la provenance de l'équation (2), de l'équation (1) :

en multipliant les deux membres de cette équation par -1, nous obtenons l'équation suivante :

en calculant la différentielle de l'équation (3), nous avons l'équation suivante :

Var(Y/Yp) = (Y+VarY)/ (Yp+VarYp)-Y/Yp = c (VarUn-VarU) (4) en cherchant le dénominateur commun du premier membre de l'équation (4), nous obtenons :

multiplions le premier membre de l'équation (5) par (Yp+VarYp)/ Y, pour trouver approximativement l'équation (1), nous aurons :

L'équation (7) nous montre que lorsque le taux de chômage diminue d'un point de pourcentage, la variation de produit intérieur brut réel en pourcentage varie positivement d'un certain pourcentage. Cette fonction est celle qui fait l'objet de la présente étude, communément appelée « loi d'Okun ».

Pour étudier cette relation, qui doit normalement être négative, entre le PIB réel autour de sa tendance et celle du taux de chômage autour de son taux naturel, nous avons fixé un principe. Ce dernier est que, par hypothèse, nous allons considérer que la variation du taux de chômage est la seule variable qui influence la variation du produit intérieur brut réel autour de sa tendance et que les autres variables indépendantes sont isolées.

Alors la variable dépendante est la variation du produit intérieur brut réel autour de sa tendance en pourcentage notée (Y-Y_p)/Y_p et la variable indépendante, la variation du taux de chômage autour de son taux naturel notée (U-U_n).

Où (Y-Y_p)/Y_p : variation du produit intérieur brut réel autour de son produit potentiel en

Le signe (-) présente en dessous de la variable explicative indique a priori l'impact attendu de la variable considérée sur la variable expliquée estimée.

Test de stationnarité (Unit root test)

Une variable est dite stationnaire si les données observées pour cette dernière suivent un même ordre ou degré de probabilité, tandis qu'une variable est dite non stationnaire si elle ne suit pas le même ordre de probabilité.

Variables	Stat. ADF	CV (5%)	Avec tendance	Avec constante	Conclusion
Log(Y/L)	-2.99	-1.95	NON	NON	I (0)
INFL	-4.09	-3.20	OUI	OUI	I (0)
RINFL	-4.13	-3.52	OUI	OUI	I (0)
TE	-2.19	-3.52	NON	NON	NS
D (Log(Y/L))	-2.12	-1.94	NON	NON	I (1)
D (INFL)	-8.24	-3.53	OUI	OUI	I (1)
D (RINFL)	-8.22	-3.53	OUI	OUI	I (1)
D (TE)	-5.75	-3.53	OUI	OUI	I (1)

La combinaison de ces séries est stationnaire en niveau « I (0) », à l'exception de la série « terme d'échanges total » qui est non stationnaire en niveau « NS ». Mais toutes les autres variables sont stationnaires en différence première « I (1) », ce qui laisse supposer une relation de co-intégration. Cette caractéristique essentielle nous donne la possibilité d'analyser la dynamique de long terme du produit intérieur brut réel par tête avec des modèles faisant appel aux tests de co-intégration des variables.

variables	stat ADF	valeur critique 5%	Avec trend	avec constante	conclusion
	- 1,79	- 3,52	Non	Non	NS
(U - Un)	-3,29	- 2,93	Non	Oui	l(0)
D	- 7,35	-3,52	Oui	Oui	l(1)
D(U- Un)	-6,09	-3,53	Oui	Oui	l(1)

De ce tableau ressort d'une manière simple et claire que la variable endogène

est non stationnaire à niveau tandis que la variable exogène (U- Un) est stationnaire à niveau. Au seuil de 5% toutes les variables (endogène et exogène) sont toutes stationnaires ou différence première, ce qui nous pousse à croire qu'il y a présence d'une relation de co - intégration dans notre modèle.

Test de co-intégration

Après le test de co-intégration au sens de Johansen, nous avons obtenu les résultats suivants :

Eigen value	LR	CV (5%)	CV (1%)	Hypothèse NO of CE(S)
0.650	77.597	47.21	58.46	Aucun**
0.521	35.565	29.68	35.65	Au moins 1*
0.143	6.151	15.41	20.04	Au moins 2
6.67E-05	0.003	3.76	6.65	Au moins 3

*(**) signifie qu'au seuil de 1% et 5% nous rejetons l'hypothèse de l'existence de plusieurs vecteurs de co-intégration.

Nous rejetons l'hypothèse H₀ c'est à dire il existe plusieurs vecteurs de co-intégration aux seuils de 1% et 5%. Soit l'hypothèse H₁ d'une co-intégration est acceptée pour le produit intérieur brut réel et ses variables indépendantes.

Comme l'hypothèse d'une co-intégration est acceptée alors nous allons procéder à l'estimation de la relation de long terme par la méthode de moindres carrés ordinaires, qui est un modèle capital dans notre analyse.

A partir de l'estimation des données avec le logiciel Eviews 3.1, nous avons obtenu la relation de long terme suivante :

R² = 0.57 n = 41 F-Stat. = 16.663
R² ajusté = 0.54 Prob. (F-Stat.) = 0.000001 DW = 0.335

Le signe (+) de coefficient de variable « inflation » signifie qu'en R.D Congo lorsque le taux d'inflation augmente d'un pour cent, le log(Y/L) augmente aussi de 0.001 pour cent.

Les valeurs entre parenthèses présentent la significativité des variables. Pour notre modèle, les variables indépendantes expliquent à 57% et 54% le comportement du produit intérieur brut réel de la R.D Congo; car R² et R² ajusté sont respectivement de 57% et 54%. La statistique de Durbin-Watson (0.335) tend vers zéro pour notre modèle, montre que les résidus sont corrélés.

Les valeurs t de student nous montrent que le taux d'inflation est significativement égal à zéro tandis que les coefficients de ratio de taux d'inflation par rapport au produit intérieur brut réel, soit -1.009 et 5.961 pour le terme d'échanges influencent significativement le produit intérieur brut réel par tête en R.D Congo. La statistique F de Fisher (16.663), nous montre que le modèle est globalement significatif et que la variable dépendante est expliquée à raison de 57% et 54% par les variables indépendantes. En tenant aussi compte de la probabilité de F de Fisher (0.000001 ou 0.0001%), nous pouvons dire que le modèle est généralement significatif au seuil de 5%.

Après cette estimation de la relation de long terme entre les variables, il nous est important d'estimer le modèle à correction d'erreur selon l'approche à deux étapes de Engle et Granger. La première étape consiste à estimer la relation de long terme que nous venons de présenter au paragraphe ci haut (soit le modèle de long terme). La seconde étape consiste à récupérer les résidus de cette relation de long terme « e_t » pour afin estimer le modèle à correction d'erreur ou relation à court terme. Avant d'estimer ce modèle, nous allons d'abord commencer par analyser la stationnarité de résidus en niveau.

Variable	Stat.ADF	VC (5%)	Conclusion
e_t	-1.55	-3.52	NS
D (e_t)	-7.17	-3.53	I (1)

Nous remarquons que nos résidus ne sont pas stationnaires en niveau plutôt ils sont stationnaires en différences première. Le modèle à court terme ne peut pas être estimé par la méthode de moindres carrés ordinaires.

D'une manière générale, les variables indépendantes choisies dans nos modèles, soit l'inflation, ratio d'inflation et terme d'échanges total ; expliquent de 57% et 54% la variable dépendante à long terme et à court terme, ils n'ont aucune influence sur cette dernière.

Après une brève présentation et interprétation de nos résultats sur l'estimation de fonction de produit potentiel, il nous est important de faire la même chose pour l'estimation de la fonction linéaire du produit intérieur brut réel et le taux de chômage.

Nous avons retenu le test de Johansen pour déterminer le nombre de relation de co - intégration entres nos variables dont les résultats sont les suivants :

Eigen value

CV (5%)

CV (1%)

Hypotheses et No of CE(S)

0,320

0,052

17,604

2,157

12,53

3,84

16,31

6,84

Aucun **

Au moins 1

Nous rejetons l'hypothèse Ho c'est-à-dire qu'il y a plusieurs vecteurs de co-intégration aux seuils de 1% et 5 %. Pour la variable concernée dont LR est supérieur à CV (soit 17, 60418 supérieur à 12,53 et 16,31) Il y a un vecteur de co-intégration. L'hypothèse H1 c'est-à-dire il existe une relation de co-intégration, est acceptée pour la variable « variation des produits intérieur bruit réel au tour des son produit potentiel en pourcentage» et sa variable explicative (variation du taux de chômage autour de son taux naturel).

En effet, comme l'hypothèse d'une relation de co-intégration est acceptée, alors nous devons procéder à l'estimation de la relation de long terme par les méthodes de moindres carrés ordinaires.

Nous avons obtenu la rédaction de long terme ci-dessous présentée à partir de logiciel Eviews 3.1. Cette dernière est la suivante :

Les valeurs entre parenthèses présentent les « t » de student calculés ou la significativité de variables. Pour notre modèle, la statistique de Durbin - Watson (0.430) tend vers zéro et cela signifie que les résidus sont corrélés. Le coefficient de détermination et celui ajusté sont successivement de 10.64% et 8,35%. La variable indépendante a un faible pouvoir explicative sur la variable dépendante soit elle explique à 10.64% et 8.35% le comportement de la variation de produit intérieur brut réel autour de son produit potentiel en pourcentage.

Les valeurs « t » de student nous montrent que la variation de taux de chômage autour de son taux naturel influence significativement la variation de produit intérieur brut autour de sa tendance en pourcentage. En R.D Congo. La probabilité F de Fisher (0.037) montre clairement que notre modèle est a ce point significatif, soit 3.73% < 5% (seuil utilisé). La statistique F de Fisher (4,65) traduit que le modèle est significatif. La variable dépendante est expliquée par la variable indépendante à raison de 10.64%, soit ce coefficient est non significatif.

Le signe attendu (-) pour la variable « variation de taux de chômage autour de son taux naturel » est confirmé dans notre modèle. Comme R² = 10.64% et R² = 8.35%, cela veut dire que la variation du taux de chômage n'explique pas significativement la variation du produit intérieur brut autour de son produit potentiel en R.D Congo.

Apres cette estimation de long terme, il nous est important d'estimer la relation de court terme, à partir du modèle de correction d'erreur. Comme déjà fait pour le cas de fonction de produit potentiel, nous allons faire autant, c'est - à - dire notre modèle de correction d'erreur va s'effectuer en deux étapes.

Avant d'estimer ce modèle, nous allons d'abord commencer par analyser la stationnarité de résidus en niveau.

Après cette analyse de stationnarité sur les résidus, nous avions estimé le modèle à court terme à partir toujours de la méthode de moindres carrés ordinaires dont les résultats sont les suivants :

Généralement, les modèles estimés ne semblent pas intéressant dans la mesure où la probabilité F de Fisher est égale à 8.6% qui est supérieur au seuil de 5 %, c'est-à-dire que , selon ce critère, le modèle n'est pas bon. Le coefficient de détermination et celui ajusté s`établissent à 12.4% et 7.7%. La valeur de DW (2.125) montre que les erreurs sont indépendantes. Pour notre modèle, les signes attendus, (-,-), pour la variation de taux de chômage autour de son taux naturel et les résidus sont aussi bien confirmés à court termes qu'à long termes. Par rapport à nos analyses, cette relation traduit qu'en R.D Congo, la variation de produit intérieur bruit autour de son produit potentiel en pourcentage est une fonction décroissante ou négative de la variation du taux de chômage autour de son taux naturel. En d'autres termes, lorsque le taux de chômage diminue autour de son taux naturel, le produit intérieur brut réel augmente autour de son produit potentiel à court terme en R.D Congo.

Les coefficients de correction d'erreurs sont statistiquement significatifs et présentent les signes attendus. La force de rappel (coefficient de résidus) qui est de - 0.236, traduit l'effet d'ajustement de la variation de produit intérieur brut réel autour de son produit potentiel à chaque période vers l'équilibre.

En considérant la valeur de t de student de la variable « variation de taux de chômage autour de son taux naturel », qui est de -1,640 inférieur au t de student tabulaire, nous pouvons conclure qu'à court termes la variation de taux de chômage autour de son taux naturel n'est pas statistiquement significative. Mais son signe prédit par la loi d'Okun se confirme aussi bien à court terme qu'à long terme.

III.RESULTATS OBTENUS

Comme dit dans la partie théorique, dans le chapitre précédent, notre modèle présente des signes attendus pour toutes les variables, soit les signes suivants (+, -, +) respectivement pour les variables Infl, RInfl et TE.

Sous forme de graphique, nous pouvons présenter l'évolution du produit intérieur brut réel global et le produit potentiel global comme suit :

Graphique n°5 : Evolution du produit intérieur brut réel global et le produit potentiel global

De ce graphique ci haut, nous constatons de quelle façon le PIB observé et le produit potentiel se sont comporté au fil du temps ou des années. Si nous retenons la définition selon laquelle le cycle correspond à une période comprise entre deux creux successifs, l'étude de l'évolution du PIB réel congolais permet de distinguer plusieurs cycles asymétriques couvrant les périodes suivantes : 1960-1967, 1972-1976, 1977-1982, 1983-1993 et 1994-2000.

Pour les années 1960-1967 correspondent aux années pendant lesquelles la R.D Congo a connu les différents mouvements de sécession, notamment, la sécession Katangaise, la rivalité entre le président J. KASAVUBU et la premier ministre P.E LUMUMBA, l'assassinant du premier ministre P.E LUMUMBA et l'instabilité politique et économique dans le pays. Comme l'insécurité déchire la province de Katanga, la production de la GECAMINE devrait baisser et cela aurait des répercutions majeures sur l'économie congolaise. Pendant cette période, la balance commerciale de la R.D Congo était déficitaire, soit les importations excédées sur les exportations. Le taux d'inflation passe pour la première fois de deux à trois chiffres, cela veut dire durant cette période les prix augmentaient sur les marchés, et il y avait une forte masse monétaire en circulation dans l'économie ainsi que sur le marché du travail, on assistait à des licenciements dans des firmes d'où le taux de chômage ne cesse de s'accroître.

Après cette période, la balance commerciale devient positive, soit les exportations suppléent aux importations. Le taux d'inflation diminue jusque même à devenir négatif, pour dire que sur le marché de biens et services, les prix se sont rabattus et sur le marché monétaire, la monnaie congolaise s'apprécie jusque même à être supérieure aux dollars américains mais sur le marché d'emploi, le taux de chômage continue à augmenter et cela est dû à la non création de l'emploi par le pouvoir public.

Vers les années 1972-1976, cette période est caractérisée par la première crise pétrolière qui a frappé presque toutes les économies du monde. La particularité de cette économie à cette période est que vers le 30 Novembre 1973, il y a une nouvelle politique économique, fin de l'exploitation des firmes, carrières,... par des étrangers. Le commerce de détail est réservé aux seuls zaïrois avec la « Zaïrianisation ». Cette économie a connu des moments de baisse de ses exportations, où les importations priment sur les exportations vers les années 1972. Après cette période, sa balance commerciale devient à nouveau positive pour chuter vers les années 1976. Le taux d'inflation se multiplie par 60 par rapport à l'année 1971, soit pendant cette période les prix augmentent sur le marché monétaire et celui de biens et services. Sur le marché d'emploi, les opportunités de travailler augmentent, soit il y a une diminution de taux de chômage.

Pour la période 1977-1982, en général les exportations excèdent sur les importations, à l'exception des années 1977, 1978 et 1982. Sur le marché de biens et services, les prix fluctuent soit à la hausse ; soit à la baisse parce que le taux d'inflation fluctue aussi de la même façon. Sur le marché monétaire, il y a la deuxième dévaluation, en deux mois, de la monnaie zaïroise en janvier 1979. La plus grande dépréciation est celle de 1980, qui fait passer le taux d'inflation une fois encore à trois chiffres, d'où nous dirions que le pouvoir d'achat de la monnaie a diminué mais aussi la présence d'une forte circulation de la masse monétaire dans l'économie congolaise. Sur le marché de l'emploi, le taux de chômage diminue d'une manière générale.

La période 1983-1993 est celle pendant laquelle le programme d'ajustement structurel (PAS) s'applique en R.D Congo par le gouvernement Léon KENGO WA Dondo. Cette période est caractérisée par le licenciement des travailleurs dans l'administration publique qui fera à ce que le taux de chômage continue à augmenter, la diminution de dépenses publiques dans le domaine social qui a fait à ce que les recettes de l'Etat puissent augmenter et la dévaluation de la monnaie congolaise fait à ce que cette dernière s'apprécie. Mais aussi, elle est caractérisée par la reforme monétaire vers les années 1990, communément appelée « reforme BIRINDWA ». Généralement, pendant cette période, la balance commerciale est positive à l'exception des années 1992, le taux d'inflation passe de deux à quatre chiffres et le taux de chômage continue à augmenter, d'où la stagflation dans l'économie congolaise.

La période 1994-2000 est celle caractérisée par l'instabilité politique et économique en R.D Congo. Les guerres de 1996 et 1998 caractérisent cette période mais aussi l'émission et l'entrée en circulation de francs congolais comme monnaie nationale, qui fait passer le taux d'inflation de quatre à deux puis à trois chiffres ainsi qu'une hausse continue du taux de chômage se constate.

Rappelons que les données utilisées dans cette analyse proviennent de la différence entre le produit intérieur brut réel et le produit potentiel pour la variable (Y-Y_p)/Y_p et pour la variable (U-U_n) c'est la différence entre le taux de chômage et le taux de chômage naturel. Elles sont représentées sous forme de graphique comme suit :

Ce graphique nous montre que la relation qui existe entre la variation du produit intérieur brut réel autour de son produit potentiel et celle de taux de chômage autour de son taux naturel est négative comme l'a démontré Arthur Okun. Les points présentés sur ce graphique, représentent l`évolution d` une année à une autre. Cette courbe ou ligne de régression présentée sur ce graphique, nous explique combien de fois, lorsque le produit intérieur brut réel augmente autour de son produit potentiel, la variation du taux de chômage diminue ; et vice versa. Cela prouve en suffisance qu'il existe une relation négative entre ces deux variables.

IV.CONCLUSION GENERALE

Nous voici au terme de nos analyses qui se sont articulé autour du sujet : « vérification empirique de la loi d'Okun, cas de la République Démocratique du Congo entre 1960 et 2000 ».

Bref, nos résultats sont en conformité avec la loi d'Okun qui stipule, à titre de rappel, que : « chaque fois que le produit intérieur brut réel chute d'un certain pourcentage autour de son produit potentiel, le taux de chômage augmente d'un point de pourcentage ». Soit il y a une relation négative entre la variation de produit intérieur brut réel et la variation de taux de chômage. En RD Congo, d'après nos analyses, cette loi se vérifie et se confirme, lorsque le taux de chômage est inchangé autour de son taux naturel, la variation de produit intérieur brute réel augmente de 3.335% autour de son produit potentiel et chaque hausse d'un point de pourcentage du taux de chômage ralentie de 2.141% la variation de produit intérieur brut réel autour de sa tendance (soit le produit potentiel croît plus vite que le produit intérieur brute réel).

- Pour le gouvernement congolais, mettre en place des politiques de lutte contre le chômage et cela n'est possible que si seulement il crée de nouvelles opportunités d` emploi sur le marché du travail ;

- Stimuler la production en incitant la population au travail et à travers des investissements publics et privés nationaux et étrangers orientés vers le secteur productif ; avec emploi massif des mains d'oeuvre locales ;

- Et surtout inculquer à la population l'esprit de travail et l`auto-prise en charge, car le travail est la seule clé de la lutte contre la pauvreté. « le travail assure l'indépendance » dit - on.

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