Memoire Online - Effets de débordement des politiques budgétaires en union monétaire hétérogène: cas de l'union économique et monétaire ouest africaine (UEMOA)

Après une analyse tendancielle des profils économiques pour les pays de l'union dans le premier chapitre, nous procédons à l'approche économétrique des résultats. Cette section a pour objet la présentation des résultats et leurs interprétations. Elle est composée de trois sous-titres. Il s'agit d'abord de la présentation des résultats de la modélisation, ensuite de l'analyse des chocs budgétaires et enfin de la mesure de l'ampleur des effets de débordement budgétaires et des canaux de transmission.III. 1- Présentation des résultats de la modélisation

Ici nous allons exposer les résultats issus des différents tests selon la méthodologie dégagée plus haut. Certains sont intégralement présentés dans le corps du texte et d'autres renvoyés en annexe pour complément d'informations.

Parmi les tests de première génération, celui de Levin Lin et Chu est adapté, non seulement pour sa puissance, mais surtout parce qu'il prend en compte l'hétérogénéité des différents individus du panel. Pour tester la stationnarité des variables, la méthode permet de vérifier deux hypothèses, en l'occurrence l'hypothèse Ho : les séries ne sont pas stationnaires contre l'hypothèse alternative ; H1 : les séries sont stationnaires. Le tableau suivant résume la situation.

Variables	Constant ou Trend	Z- score	P-Value	Retards
Taux de croissance	Oui - constant	-1,668	0,047	1
Taux d'inflation	Oui-constant	-2,854	0,022	1
Dette publique/PIB	Oui-constant	-4,076	0,00	1
Crédit à l'Economie/PIB	Oui-constant	-5,602	0,00	2
Importations/PIB	Oui-constant	-17,257	0,00	2
Solde budgétaire/PIB	Oui-constant	-6,089	0,00	1
Investissement privé/PIB	Oui-Trend	-2,549	0,0054	1
Dépenses pub/PIB	Oui- constant	-8,381	0,00	1
Recettes pub/PIB	Oui- constant	-4,706	0,00	1

Le tableau n°6 montre que toutes les variables sont stationnaires en niveau (P- Value = 5%). Donc elles sont co-intégrées d'ordre 0. C'est la raison pour laquelle on estime un PVAR ou VAR en panel.

^{Pour mieux capter les dynamiques de l'économie
représentée par le vecteur Y}t (système composé de 5 équations) nous allons estimer le nombre de retard optimal à intégrer dans le modèle, en utilisant les critères d'information d'AIC, de BIC et d'HQU. Les résultats sont consignés dans le tableau n°7 suivant :

Les astérisques (*) indiquent les meilleures (donc les plus faibles) valeurs des critères d'informations suivants : AIC= critère d'information d'Akaike, BIC = critère d'information bayesien de Schwartz et HQC= Critère d'Hannan-Quinn

L'analyse montre que tous les critères d'informations Akaike (AIC) de Schwarz (SC) et d'Hannan-Quinn e acceptent un retard maximal de 2. Il convient de retenir donc un PVAR (2). Ce tableau affiche les valeurs minimales respectives (-

17,04) ; (-13,99) et (-15,96). Un tel résultat signifie que les variables explicatives ont un effet retardé sur les variables endogènes de deux (02) périodes. Les équations à estimer du modèle seront décalées de 2 périodes.

Dans le prolongement de la discussion, il semble important d'effectuer des tests de causalité (voir tableau n°8 en annexe) fondés sur le modèle de Granger. Au niveau théorique, la mise en évidence de relations causales entre les variables économiques fournit des éléments de réflexion propices à une meilleure compréhension des phénomènes économiques. De manière pratique il est nécessaire à une formulation correcte de la politique économique. Ainsi, connaître le sens de la causalité est aussi important que mettre en évidence des relations entre les variables. Etant donné que les variables sont stationnaires enniveau, le test de causalité au sens de Granger est applicable. Ici, l'accent est mis sur la causalité individuelle et la causalité globale. Le test porte uniquement sur les variables endogènes du modèle (au nombre de 5). Ce test a été effectué au seuil de significativité de 1%, 5% et 10%. Les résultats sont consignés dans le tableau suivant :

Il est testé l'hypothèse Ho : selon laquelle le taux de croissance n'est pas causé par les autres variables, contre l'hypothèse alternative H1 : le taux de croissance est causé par les autres variables. (Voir les résultats du tableau n°13 en annexe).

Pour la causalité individuelle, les résultats du tableau n°13 montrent l'existence de causalité entre le taux de croissance réelle et les dépenses publiques, puisque la probabilité associée est de (0.000). Elle est inférieure au seuil statistique de

1%. Il s'agit donc d'une causalité unidirectionnelle. Il existe également un lien de causalité entre le taux de croissance réelle et les importations. La probabilité ainsi associée est de (0.035) ; elle est inférieure au seuil statistique de 5%. Donc, prises isolément des autres seules les dépenses publiques et les importations causent le taux de croissance économique au sens de Granger. Il s'agit d'une causalité unidirectionnelle. Par contre les variables dette publique (detpupib) et recettes publiques (recpupib) confirment l'hypothèse Ho puisque leurs probabilités associées sont respectivement de (0.557) et (0.301) largement supérieures aux différents seuils statistiques de significativité 1% ; 5% et 10%. Cependant les prises dans leur ensemble affichent une probabilité de (0.000) donc inférieure à 1% ; alors globalement les variables causent le taux de croissance réel.

Ici, on test l'hypothèse Ho : la dette publique n'est pas causée par les autres variables contre l'hypothèse alternative H1 : la dette publique est causée par les autres variables.Pour la causalité individuelle, le tableau n°13 montre l'existence de causalité entre le taux de croissance réelle, les importations et les dépenses publiques. Les probabilités associées sont de l'ordre de (0.02) ; (0.019) et (0.000), donc nettement inférieure au seuil statistique de 5% pour les deux premières et de 1% pour le reste. Ce qui traduit ainsi que les variables taux de croissance réelle (tcrel) ; dépenses publiques (depupib) et importations (importpib) causent au sens de Granger la dette publique. La causalité est ici unidirectionnelle. Par contre la variable recettes publiques (recpubpib) vérifie l'hypothèse nul avec une probabilité de (0.468) ; c'est-à-dire qu'elle ne cause pas la dette publique ; d'où une certaine indépendance entre les deux séries. Pour la causalité globale, les variables affichent une probabilité de (0.000) donc inférieure à 1% d'où l'hypothèse Ho.

On teste l'hypothèse Ho : selon laquelle les dépenses publiques ne sont pas causées par les autres variables, contre l'hypothèse alternative H1 : les dépenses publiques sont causées par les autres variables.

Pour la causalité individuelle, le tableau n°13 (voir en annexe) affiche l'existence de causalité entre les dépenses publiques, le taux de croissance réelle (tcrel) et la dette publique (detpupib) avec des probabilités respectives de (0.02) et de (0.049) qui sont inférieures au seuil statistique de 5%. Pour les recettes publiques (recpupib), la probabilité est de (0.008) donc inférieure à 10%. Ces résultats montrent que ces variables causent au sens de Granger les dépenses publiques. Par contre les importations (importpib) vérifient cependant l'hypothèse nulle avec une probabilité de (0.203) ; ce qui dépasse les différents seuils de significativité (1% ; 5% 10%). Alors il existe une certaine indépendance entre les deux séries. Mais prises dans leur ensemble, les variables causent bien les dépenses publiques avec une probabilité de (0.000) donc inférieur à 1%.

Nous testons l'hypothèse Ho : selon laquelle les recettes publiques ne sont pas causées par les autres variables, contre l'hypothèse alternative H1 : les recettes publiques sont causées par les autres variables.

Pour la causalité individuelle, le tableau n°13, affiche une causalité entre les recettes publiques, le taux de croissance réelle et les dépenses publiques. Les probabilités correspondantes sont respectivement de (0.005) pour le tcrel et de (0.000) pour la depubpib, elle est significative au seuil statistique de 5% et 1%. On déduit que celles-ci causent bien les recettes publiques. Par contre concernant les séries dette publique et les importations, les probabilités sont supérieures aux seuils significatifs (1%, 5% et 10%) pour les valeurs respectives de (0.173) et de (0.303). Les deux séries vérifient alors l'hypothèse nulle. Donc la dette publique et les importations ne causent pas les recettes publiques. Cependant, les valeurs prises ensemble aussi montrent une probabilité de (0.000) d'où l'existence d'une causalité globale.

Il convient de tester l'hypothèse Ho : selon laquelle les importations ne sont pas causées par les autres variables, contre l'hypothèse alternative H1 : les importations sont causées par les autres variables.

Pour la causalité individuelle, les résultats du tableau n°13 montrent l'existence d'une causalité entre les importations, les dépenses et la dette publiques. Les probabilités sont de (0.001) pour depupib et (0.000) pour detpubpib. Elle est significative au seuil de 1%. Donc les séries vérifient bien l'hypothèse alternative ; c'est-à-dire que les importations sont causées par les dépenses publiques et la dette publique. En revanche, les séries recettes publiques et le taux de croissance réelle ont des probabilités supérieures à 10% avec les valeurs de (0.162) pour le tcrel et de (0.136) pour recpubpib. Ce qui conduit à l'acceptation de l'hypothèse nulle. D'où une relation d'indépendance entre les séries. D'un point de vue global,les valeurs donnent une probabilité de (0.000) ce qui montre que les variables prises dans leur ensemble causent bien les importations.

À l'issu du test de causalité, les résultats confirment la nature des variables pour un modèle VAR. C'est le vecteur où les variables sont mutuellement dépendantes.

Quelques précautions sont nécessaires pour l'estimation par GMM. Comme le soulignent Feve et Langot (1995) des retards trop importants dans les variables conduisent à une distribution des paramètres de plus en plus concentrés autour de valeurs biaisées. Le PVAR estimé ici prend en compte les équations ayant fait l'objet de test de causalité au sens de Granger. Les estimations issues de l'implémentation des cinq modèles sont récapitulées dans le tableau n°8 qui suit :

VARIABLES	(equation 1) tcrel	(equation 2) detpubpib	(equation 3) deppubpib	(equation 4) Recpubpib	(equation 5) Importpib
L.tcrel	-0.00902	-0.00538***	0.00118***	0.00168**	-0.000344*
	(0.0838)	(0.00165)	(0.000407)	(0.000675)	(0.000185)
L2.tcrel	-0.0233	-0.000252	0.000993***	-0.00123	-0.000126
	(0.0712)	(0.00148)	(0.000351)	(0.000854)	(0.000169)
L.detpibpib	-2.717	0.692***	0.0210	0.0530*	-0.0398***
	(2.574)	(0.0658)	(0.0171)	(0.0283)	(0.00938)
L2.detpibpib	1.936	0.222***	-0.0316**	-0.0458	0.0282***
	(2.406)	(0.0621)	(0.0150)	(0.0293)	(0.00882)
L.deppubpib	46.39***	-0.510	0.463***	0.876***	-0.159***
	(13.84)	(0.332)	(0.101)	(0.196)	(0.0467)
L2.deppubpib	1.567	0.967***	0.331***	-0.468***	0.0243
	(10.01)	(0.264)	(0.0860)	(0.164)	(0.0384)
L.recpubpib	-19.44	-0.124	0.150***	0.286***	0.0495*
	(12.69)	(0.111)	(0.0497)	(0.108)	(0.0289)
L2.recpubpib	3.050	0.0865	0.00477	0.101	0.0114
	(9.056)	(0.156)	(0.0388)	(0.0879)	(0.0349)
L.importpib	-11.37	-1.201**	0.288*	0.717	0.216**
	(27.22)	(0.535)	(0.163)	(0.470)	(0.110)
L2.importpib	-51.19**	-0.302	-0.113	-0.554	0.219*
	(22.81)	(0.533)	(0.162)	(0.527)	(0.112)
Inf	-0.0965**	0.00768***	0.000107	-0.000833	-3.59e-05
	(0.0446)	(0.000810)	(0.000208)	(0.000556)	(0.000136)
Invprive	0.509***	0.00234	-6.76e-05	0.00198	-0.000271
	(0.122)	(0.00284)	(0.000730)	(0.00161)	(0.000509)
Credecopib	-15.79***	0.438***	0.0567*	-0.0850	0.0563***
	(5.432)	(0.107)	(0.0293)	(0.0622)	(0.0153)
Observations	238	238	238	238	238

NB : *** ; ** ; * sont les seuils de significativité respectivement à 1 %, 5 % et 10

Le (tcrel) : représente le taux de croissance réelle et correspond à l'équation1 : les résultats montrent que les « dépenses publiques » retardées d'une période

agissent positivement sur le taux de croissance réelle avec une élasticité égale à (46,39) et est significative au seuil de 1%. Si l'on augmente de 1% les dépenses publiques, elles induisent un accroissement de 46,39% sur le taux de croissance réelle. Ce signe positif est bien conforme à la théorie keynésienne. En effet, les dépenses publiques sont traditionnellement considérées comme un facteur de stimulation de la croissance économique. Conformément à la logique keynésienne, les dépenses publiques peuvent exercer une influence contra- cyclique significative sur les variables fondamentales de l'économie, notamment sur la consommation et l'investissement. Sur le plan empirique, les travaux comme celui de Masson et Taylor (1994) confirment qu'une hausse des dépenses publiques génère un effet positif sur l'activité économique ; Benassy et Schalck (2007) montrent aussi que la politique budgétaire favorise la production et l'augmentation de la fiscalité peut également favoriser les activités et les comportements qui procurent les effets de débordement positifs. Enfin pour Cottarelli (2011) elle permet de financer les biens publics qui ne seraient pas spontanément produits par le marché. Les théories récentes de la croissance endogène considèrent que la politique budgétaire discrétionnaire est efficace à la production du fait qu'elle permet de propulser la croissance. Celle-là induit à son tour un accroissement des dépenses publiques, facteur de croissance. Ce résultat corrobore avec celui de Solomane Koné (2000), qui montre que la politique budgétaire a un impact positif sur le PIB réel dans les pays de l'UEMOA. Toutefois, ce lien n'est pas toujours linéaire puisqu'il existe un seuil de déficit de

1% du PIB où l'élasticité économique réagit différemment à la politique budgétaire. Ce résultat est confirmé par de nombreuses études notamment celles de Tanimoune et al., (2005) et Diane et Fall (2002).

Quant à la variable « importations » décalée de deux périodes, elles impactent négativement le taux de croissance avec un seuil de significativité de 5%. C'est pourquoi une variation positive des importations de 5% réduit à la baisse de

51,19% le taux de croissance. L'étude de l'effet de production aurait également montré que, toutes choses égales par ailleurs, un niveau faible de réaffectationintersectorielle des ressources conduit au faible degré de production de biens de substitution aux importations, et donc réduit les parts de marché aux produits locaux. Dans le cas de l'UEMOA, un tel résultat s'explique à partir de plusieurs facteurs : d'abord la faiblesse du tissu industriel qui n'est pas en mesure de fournir une large gamme de produits manufacturés aux consommateurs. Ce qui pousse les habitudes de consommation des ménages vers les produits importés qui parfois de loin sont plus compétitifs en termes de prix (c'est-à-dire coûtent moins cher). La réduction des filets de protection matérialisée par la signature de nombreux accords comme celui des APE encouragent fortement les importations de produits de substitution par rapport à la production régionale. Ensuite, les pays de l'UEMOA développent un faible niveau de commerce intrazonal (environ

12%) contre 64% pour le seul continent européen et le reste entre les États-Unis et l'Asie. Cette ouverture commerciale face à la concurrence internationale et la détérioration des termes de l'échange créent d'énormes difficultés aux entreprises nationales, et les poussent parfois à revoir à la baisse leur niveau de production pour éviter toute situation de mévente. La tarification au coût marginal dans les pays industrialisés est bien inférieure à celle des pays de la zone. Enfin, les pays de l'union sont fortement importateurs de matières premières telles que les hydrocarbures. Avec le renchérissement des cours du pétrole dans les pays importateurs, les coûts des facteurs deviennent plus chers et conduisent à une situation d'inflation au cas où les entreprises ne bénéficient d'aucune subvention.

Lorsque le « taux d'inflation » augmente de 5%, cela entraine une baisse sur la croissance de 0,0965%. Ce résultat est bien conforme à la théorie de la parité du pouvoir d'achat (PPA) qui stipule que l'inflation agit négativement sur la croissance via la consommation des agents économiques ; en l'occurrence les consommateurs. Ce qui amène les entreprises à revoir à la baisse leur offre de production. Plusieurs études ont établi une relation négative entre l'inflation et la croissance économique. Les résultats de Fischer (1993) montrent que l'inflation réduit la croissance en baissant l'investissement et l'augmentation dela productivité. En outre, il précise qu'une faible inflation et un faible déficit fiscal ne sont pas nécessaires pour une croissance élevée même sur de longues périodes. Par ailleurs et également un niveau élevé d'inflation n'est pas compatible avec une croissance économique soutenue.

Pour la variable « investissement privé », elle agit positivement sur le taux de croissance réelle et reste significative de 1% sur la période en cours. Ainsi, une augmentation de l'investissement privé de 1% induit aussi un accroissement de

0,509% du taux de croissance réelle. Ce qui est très vrai dans la théorie économique. Toutes choses égales par ailleurs, une variation de l'investissement impacte l'activité réelle de l'économie. Une augmentation de l'investissement entraine une hausse du revenu national (PIB) ; ce qui accroit la consommation. Cette hausse de la consommation permet à son tour d'augmenter la production, qui se manifeste par un accroissement du revenu national donc de la croissance économique. Le relèvement des taux d'investissement privé constitue donc un levier essentiel de relance économique. En effet, Borenzstein (1990) montre que la politique budgétaire reste un facteur important de soutien de la croissance et de l'investissement privé. Ce résultat a été corroboré par les travaux de Mansouri (2003) dans le cas du Maroc où l'effet d'entraînement de l'investissement public sur l'investissement privé et la croissance a été également mis en exergue.

Pour la variable « crédit à l'économie », le résultat montre un effet négatif sur la croissance. L'impact est significatif au seuil de 1%. Dès lors, une augmentation de 1% du volume de crédit produit une baisse de 15,79% sur le taux de croissance. Un tel résultat a été trouvé par d'autres chercheurs notamment Friedman et Kuttner (1993) et Gerther et Gilchrist (1994). Ces derniers suggèrent une certaine déconnexion entre l'évolution de la demande de crédit et celle du PIB. Friedman et Kutter montrent en particulier qu'en début de récession, les entreprises peuvent être confrontées à des contraintes de liquidité qui les poussent à recourir à des demandes de crédits de trésorerie supplémentaire, en raison de l'augmentation des besoins en fonds de roulement qui ne peuvent êtrefinancés sur ressources propres. Gerther et Gilchrist aboutissent également à un résultat similaire pour l'économie américaine, en indiquant notamment qu'un ralentissement de la croissance, voire une baisse de l'activité économique peut s'accompagner d'une augmentation de la demande de crédit bancaire. Toutefois, ce résultat n'est pas conforme à la logique des partisans de l'offre de crédit, pour qui le canal du crédit établit une corrélation étroite entre les évolutions de l'offre de crédit et de l'activité économique. La contraction de la première entraine celle de la seconde. Selon Mishkin (1996), qui met l'accent sur l'asymétrie d'information au niveau des marchés de capitaux, ce canal s'observe particulièrement dans les économies où le marché financier est embryonnaire.

Le « detpubpib » : représente le ratio de la dette et correspond à l'équation 2. Les résultats empiriques ont montré qu'il existe une relation significativement négative entre la variable « taux de croissance » retardée d'une période et le ratio de la dette publique au seuil de 10%. Ici, les résultats montrent que l'élasticité de la croissance par rapport au ratio de la dette est de (-0,0538). Autrement dit, une hausse de 10% du taux de croissance réduit le ratio de la dette publique de

0,0538%. Ce signe est connu puisque la plupart des travaux théoriques ou empiriques perçoivent la dette publique comme un frein à la croissance parce qu'elle réduit l'épargne disponible, élève les taux d'intérêt ou réclame une diminution des dépenses publiques productives et/ou une augmentation des impôts. Kumar et Wood (2010) montrent que l'élasticité de la croissance par rapport à la dette publique n'est que de -0,02. De surcroît, même s'il existe une corrélation négative entre les mouvements du ratio d'endettement public et ceux de l'activité économique, cette corrélation pourrait principalement provenir du fait qu'une expansion économique réduit mécaniquement le rapport dette/PIB. Deux auteurs Reinhart et Rogoff (2011) montrent qu'une augmentation de la dette publique cause un ralentissement de la croissance. À l'aide d'histogrammes, ils mettent en évidence une relation en U inversée entre le taux de croissance et la dette des pays développés ; le rapport ne devenant négatif qu'une fois franchit un niveau d'endettement de 90%. Checherita et Rother(2010) montrent qu'au-delà du seuil de 90% à 100% du PIB, la dette publique serait préjudiciable à la croissance économique. Par contre Minea et Villieu (2009) sur un panel de vingt-deux pays trouvent un changement de signe au voisinage d'un ratio de dette publique de 120%, mais dont l'effet se fait graduellement sentir dès que la dette publique atteint 70% du PIB. Dans l'UEMOA, Tanimoune, Plane et Combes, en testant l'efficacité de la politique budgétaire sur la période 1986-2002 par la méthode de Hansen (1996, 1999), parviennent à déterminer un effet de seuil de 83% pour un taux d'endettement public.

La variable « dette publique » agit positivement sur elle-même avec une élasticité de (0,692) lorsqu'elle est retardée d'une période puis de (0,222) pour un décalage de deux périodes. L'effet est significatif au seuil de 1%. Le signe positif de la dette par rapport à la dette elle-même s'explique par un effet de cumul. Lorsque la dette publique croît de 1% par rapport à sa valeur retardée d'une période, cela entraine une augmentation de 0,692% sur la dette en cours, mais lorsque le décalage est de deux périodes, la variation est de 0,222%. Donc les dettes antérieures vont entrainer un accroissement de celle encours, ce qui augmente évidemment son poids.

La variable « dépenses publiques » réagit positivement sur la dette publique avec un degré de significativité de 1%. Lorsque les dépenses publiques retardées de deux périodes croissent de 1%, elles induisent un accroissement de 0,967% sur la dette publique. Le signe entre dépenses publiques et la dette publique trouve son fondement dans le financement par endettement des dépenses productives. Les travaux de Cacheux (2002) ; Blanchard et Giavazzi (2003) et Fitoussi (2003) soutiennent l'idée que financer les dépenses d'investissement publiques par emprunt peut à première vue sembler attrayante dans la mesure où elles influencent positivement la croissance potentielle de l'économie selon la théorie de la croissance endogène. En réponse à un ralentissement conjoncturel, les dépenses productives sont plus faciles à comprimer que les dépenses nonproductives, telles que les dépenses en salaire ou les transferts ; au risque de peser sur la croissance. Dès lors, il semble qu'un plafond imposé sur le déficit public courant aura inévitablement un biais structurellement dépressif sur la croissance (Creel et al. 2002). D'après ces promoteurs, la règle d'or pourrait permettre aux gouvernements de mener des politiques plus favorables à la croissance. L'endettement utilisé à des fins d'investissement public pourrait alors paraitre « vertueux » dans la mesure où il encourage la croissance future. Selon la thèse libérale lorsque les dépenses publiques sont financées par endettement, elles ne feront qu'alourdir le poids de la dette.

Avec la variable « importations », les résultats montrent l'existence d'une relation significativement négative entre le ratio de la dette publique et le taux d'importation. Son seuil est de 5%. La valeur de l'élasticité étant égale à -1,201, considère qu'une augmentation de 5% du taux d'importation retardé d'une période réduit le ratio de la dette publique de 1,201%. Cette sensibilité se joue par le canal du taux de change. Lorsqu'il se déprécie, la perte de valeur de taux de change réduit considérablement les montants de la dette d'une part. D'autre part, l'impact de la dégradation des termes de l'échange sur la consommation, la production et les échanges, dépend des caractéristiques de l'économie en matière de production et de consommation. Toutes choses égales par ailleurs, un degré plus élevé de substitution entre production locale et bien importé tend à réduire davantage les échanges. De ce fait, le solde de la balance commerciale va s'améliorer au profit des exportations avec l'entrée de devises pouvant servir au remboursement de la dette.

La variable « inflation » les résultats de l'estimation ont montré qu'il existe une relation significativement positive entre le ratio de la dette et le taux d'inflation au seuil de 1%. Plus spécifiquement, une hausse de 10% du taux d'inflation entraine l'augmentation du ratio de la dette de 0,0786%. Un tel résultat est bien justifié dans la théorie économique lorsque les pays sont engagés dans le commerce international. Souvent ils se trouvent confrontés à des variations destermes de l'échange. Les changements de prix amènent les gouvernements à rembourser à terme un montant plus important de leur dette intérieure, et pour la dette extérieure par une appréciation du taux de change.

La variable « crédit à l'économie » montre une significativité au seuil de 1% alors que l'élasticité du ratio de la dette par rapport à la variable est de 0,438%. Ces résultats ne sont pas surprenants au regard de la théorie économique puisque la dette publique est contractée via un taux d'intérêt qui, lorsqu'il est faible incite les gouvernements à recourir au marché bancaire. Cela est logique surtout lorsque les autres sources de financement sont soumises à des conditionnalités plus sévères. Les pays de l'UEMOA dans leur majorité se sont lancés dans des programmes d'émergence économiques qui les poussent naturellement à la recherche accrue de financement dont le secteur bancaire reste une des principales sources.

Le « depubpib » : représente le ratio des dépenses publiques/PIB et correspond à

Les résultats des tests montrent que la variable « taux de croissance réelle » rétablit une corrélation positive et significative au seuil de 10%. La sensibilité entre les deux variables est de 0,0118 lorsque ce taux est retardé d'une période. Ce qui veut dire tout simplement qu'une augmentation de 1% de taux de croissance réelle induit un effet positif pour 0,0118% sur les dépenses publiques. Retardé à deux périodes, l'élasticité entre les deux variables passe à 0,00993. Cela montre que l'effet se dissipe avec le temps. Pour le même pourcentage, les dépenses publiques augmentent de 0,00993%. Ce comportement sur les dépenses publiques résulte de l'augmentation de la production grâce à un effet keynésien. Les dépenses publiques étant une composante de l'absorption, toute variation de l'offre peut avoir un impact positif sur les dépenses publiques.

Pour la variable « dette publique », il existe une relation à sens négatif entre

l'évolution des ratios de dépenses publiques et la dette publique. Le degré designificativité de la relation est de 5%. Par contre l'élasticité qui mesure cette sensibilité égale à (-0,0316). Autrement dit, une hausse de 5% de la dette publique retardée de deux périodes entraine une baisse de 0,0316% du ratio dépenses publiques/PIB. Ce sens de causalité est rendu possible grâce le taux de croissance dont l'accroissement pourrait être dû à l'augmentation des dépenses publiques à travers le multiplicateur qui va agir positivement sur la croissance. Ainsi le ratio dette/PIB va connaitre une baisse lorsque le PIB croît plus vite que la dette publique. Si le supplément de dépenses publiques est utilisé à des fins productives, alors la dette publique va baisser dans la mesure où la richesse qui en résulterait peut servir à rembourser le service de la dette.

Pour la variable « dépenses publiques », les résultats montrent une relation positive des dépenses publiques sur elles-mêmes avec un degré de significativité de 1% lorsqu'elles sont retardées d'une et de deux périodes. Leurs élasticités respectives sont de (0,463) et (0,331). Ainsi, une hausse de 1% des dépenses publiques produit un effet positif de 0,463% à la première période et de 0,331% à la deuxième période. Pour ses valeurs retardées, l'impact positif s'explique par le fait que la politique budgétaire conserve dans le temps les traces des actions passées. Elle est une politique dont on peut affirmer qu'elle a une mémoire. Donc par un effet de cumul, elles entrainent une augmentation d'elles-mêmes.

Pour la variable « recettes publiques » les résultats montrent une relation positive des recettes sur les dépenses publiques pour une significativité de 1%, lorsqu'elle est retardée d'une période. La valeur de l'élasticité est de 0,150, toute augmentation de 1% du ratio des recettes publiques favorise aussi un accroissement de celui des dépenses publiques à hauteur de 0,150%. Un tel résultat n'est pas surprenant puisque les recettes publiques sont une variable dépendante du PIB. Elles agissent dans le même ordre que le PIB sur les dépenses publiques. Ce qui est bien conforme à la théorie keynésienne.

Pour la variable « importations », on retrouve l'existence d'une relation positive

entre les importations et les dépenses publiques pour un degré de significativitéà 10%. La valeur de l'élasticité entre les variables « importations » et « dépenses publiques » se chiffre à 0,288. Cela suppose que lorsque le taux d'importation connaît une hausse de 10% pour un retard d'une période, elle conduit également à une augmentation de 0,288% du ratio des dépenses publiques. Dans la théorie économique, une politique de relance budgétaire peut stimuler la demande étrangère à travers les subventions et les transferts. Sur le plan empirique, plusieurs travaux comme celui de Sarr (2006) sur la zone UEMOA ont montré qu'une hausse des dépenses publiques nationales peut s'adresser directement aux produits étrangers et stimuler ainsi les importations. Carton (2005) affirme qu'un effet positif de hausse de la demande est immédiatement perceptible dans le pays en déficit et chez ses partenaires.

Pour la variable « crédit à l'économie », on retrouve également une relation positive entre le crédit à l'économie et les dépenses publiques pour un degré de significativité de 10%. La valeur de l'élasticité est de 0,0567. Lorsque le crédit à l'économie croît de 10%, cela induit une augmentation de 0,0567% sur le ratio des dépenses publiques. Lorsque l'Etat fait recours au marché financier pour combler son déficit budgétaire, son crédit envers le secteur bancaire et le système financier en général augmente. Sa présence sur le marché crée un effet d'éviction sur le taux d'intérêt.

Le « recpubpib » : représente le ratio des recettes publiques/PIB et correspond à

Pour la variable « dépenses publiques », il existe une relation positive entre le taux de croissance économique et les recettes publiques avec un degré de significativité à 5% avec un décalage d'une période. Le degré de sensibilité est de (0,00168). Une augmentation de 5% du taux de croissance réelle entraine

0,00168% sur le ratio des recettes publiques/PIB. Cela est conforme à la théorie économique ; puisque le PIB constitue la base de l'assiette fiscale, donc les recettes fiscales en l'occurrence dépendent du niveau de l'activité économique.Pour la variable « dette publique », par contre, on note une relation à sens positif avec un seuil de 10% entre la dette publique retardée d'une période et les recettes fiscales. Ici, l'élasticité donne 0,0530. Ce qui traduit la variation de 0,0530% du ratio des recettes publiques suite à une hausse de 10% du ratio de la dette publique. La réaction positive de la dette sur des recettes publiques se justifie ; du simple fait de l'insuffisance ou du rétrécissement de l'assiette fiscale pour un pays. Un faible taux de couverture fiscale aura pour conséquence un recours massif à la politique d'endettement. Un tel argument corrobore les résultats des travaux du FMI (2012) à partir d'un modèle DSGE dans la zone euro. Ces résultats montrent que la politique de restriction fiscale a des effets récessifs forts et les déficits publics s'accentue. Holland et Portes (2012) ont observé les répercussions des divers plans d'austérité adoptés en zone euro. Ils expliquent que les politiques économiques poursuivies ces dernières années par les pays européens se révèlent particulièrement nocives pour l'activité économique. Aussi, la consolidation budgétaire a entraîné une hausse du ratio dette publique/PIB dans chaque pays membre, excepté l'Irlande. La consolidation coordonnée des politiques budgétaires s'est traduite par une hausse du ratio de 5 % environ pour la zone euro dans son ensemble. Il faut noter que les plans d'austérité ont été mis en oeuvre pour atténuer les tensions sur les marchés de la dette souveraine et éviter la contagion.

Pour la variable « dépenses publiques », les résultats des estimations montrent un lien à la fois positif et négatif avec un degré de significativité de 1%. Les valeurs des élasticités sont respectivement de 0,876 pour un retard d'une période et de -

0,468 pour un retard de deux périodes. Lorsque les dépenses publiques augmentent de 1%, elles produisent un effet positif de 0,876% sur les recettes mais, à l'ordre 2 induisent une baisse de 0,468%. Une interprétation ce résultat peut se faire à partir de la conduite d'une politique budgétaire.

Pour la variable « recettes publiques », les résultats affichent une corrélation

positive au seuil de significativité de 1%. L'élasticité de la variable par rapport àelle-même est de 0,286. Ainsi, une hausse des recettes publiques retardées d'une période entraine l'augmentation sur elles-mêmes de 0,286%. Ce résultat s'obtient par un effet de cumul.

L'« importpib » : représente le taux d'importation par rapport au PIB et correspond à l'équation 5 :

Pour la variable « taux de croissance réelle », les estimations aboutissent à l'existence d'une relation négative entre les importations et le taux de croissance réelle pour un seuil significatif de 10%. L'élasticité correspondante est -0,000344 lorsque la variable est retardée d'une période. Du coup, une variation de 10% du taux d'importation produit une hausse de 0,000344%. Ce résultat s'explique dans la théorie libérale par la concurrence et la compétitivité des prix des biens importés qui impactent négativement la production locale. D'autres facteurs comme le faible niveau d'industrialisation des pays n'offre souvent pas une diversité de gamme aux consommateurs et les poussent vers les produits de substitution.

Pour la variable « dette publique », les résultats montrent une relation à la fois négative et positive entre la dette publique et le taux d'importation pour un seuil significatif de 1%. Les élasticités sont de l'ordre de -0,0398 pour un retard d'une période et 0,0282 pour un retard de deux périodes. Ainsi, une hausse de 1% de la dette publique induit dans un premier temps une baisse de 0,0398% du taux d'importation et dans un second temps un accroissement de 0,0282%. Cette situation à effets opposés pourrait se justifier par la réaction rapide les gouvernements face à la conjoncture économique ; exemple la réaction spontanée des gouvernements pour répondre à la demande sociale où engager des dépenses à des fins purement politiques.

Pour la variable « dépenses publiques », les estimations montrent que la relation entre les dépenses publiques et les importations est négative dans le contexte des pays de l'UEMOA pour un seuil significatif à 1%. Pour cela, l'élasticitécorrespondante est de -0,159. Ce qui revient à dire que lorsqu'un pays croît ses dépenses publiques de 1% alors les importations en provenance des autres pays baissent de 0,195%. De tels résultats ne sont pas toujours confirmés partout et en tout temps. Par ailleurs, l'impact de la dégradation des termes de l'échange sur la consommation et les échanges dépend des caractéristiques de l'économie en matière de production et de consommation. Toutes choses égales par ailleurs, un degré plus élevé de substitution entre production locale et bien importé tend à réduire davantage les échanges. Aussi, une capacité plus forte de réaffectation intersectorielle des dépenses publiques permet de produire des biens substitution aux importations, et donc de réduire l'impact négatif du changement de prix sur le revenu réel en limitant davantage les importations.

Pour la variable « recettes publiques », on trouve une relation positive entre les recettes publiques et les importations pour un seuil de significativité à 5% lorsque la variable est retardée d'une période. L'élasticité calculée est égale à

0,0495. Ainsi une hausse de 5% du taux de fiscalité induit à court terme une augmentation des importations à hauteur de 0,0495%. Ce résultat n'est conforme à la théorie économique que dans un contexte particulier. L'analyse de la courbe de Laffer (1958), montre que dans sa première phase toute augmentation de la fiscalité peut engendrer un accroissement des importations, mais moins que proportionnel. Mais au-delà d'un seuil critique, toute modification à la hausse produit l'effet inverse. Par contre, toute augmentation des importations va entrainer un accroissement des recettes fiscales.

Pour la variable « importations », les estimations laissent voir l'existence d'une

relation positive de la variable sur elle-même avec un degré de significativité de

5% lorsqu'elle est retardée d'une période et de 10% pour deux périodes. Les élasticités correspondantes sont respectivement de 0,216 et 0,219. Autrement dit, une augmentation de 5% des importations de la période antérieure provoque un accroissement de 0,216% pour les importations de la période courante. Pour une hausse de 10% des importations décalées de deux périodes, elle provoqueune variation positive de 0,219%. Par un effet de cumul, les importations pèsent sur la balance commerciale et expliquent la forte vulnérabilité des économies à la volatilité des prix étrangers.

Pour la variable « crédit à l'économie », les résultats de l'estimation montrent un lien positif entre le crédit à l'économie et les importations avec un seuil de significativité de 1%. Par conséquent, la sensibilité entre ces deux variables est de 0,0563. Cela montre que lorsque le crédit à l'économie augmente de 1%, il produit à son tour un accroissement de 0,0563% sur les importations. Ce comportement se justifie par le fait que l'effet de l'inflation s'accompagne souvent de politique de subvention et de crédit à la consommation pour soutenir la demande sociale. Ce qui entraine un recours excessif à l'instrument budgétaire ou l'endettement.

	resirTCPIB	res_detpib	res_dep	res_recpub	res_imp
ResirTCPIB	1
res_detpib	-0,0557	1
res_dep	-0,0055	0,176	1
res_recpub	0,1001	0,0515	0,6568	1
res_imp	0,0306	-0,1216	0,0809	0,0974	1

Les signes (-) traduisent une corrélation négative entre les variables, alors les signes (+) traduisent une corrélation positive.o Validation du modèle : Test de stabilité du PVAR

Le graphique suivant confirme la stabilité du modèle. En effet, les valeurs propres associées aux variables sont incluses dans l'espace donc inférieures à l'unité.

III.2- Analyse des chocs budgétaires

La décomposition de la variance de l'erreur de prévision et les fonctions de réponses impulsionnelles sont les deux outils qui permettent d'identifier l'impact des chocs budgétaires sur les différentes variables spécifiées dans le modèle.

Effets de débordement des politiques budgétaires en union monétaire hétérogène: cas de l'union économique et monétaire ouest africaine (UEMOA)

SECTION III : PRESENTATION DES RESULTATS ET INTERPRETATIONS

III.2- Analyse des chocs budgétaires