Memoire Online - Dette publique et épargne des menages en Republique Democratique du Congo

Ce travail, qui couronne la fin de notre formation universitaire, sanctionne des efforts de plusieurs acteurs !.

A Allah, le clément et le miséricordieux, qui rend possible les impossibles, soit à jamais notre incommensurable gratitude.

Nos sentiments de profonde gratitude vont au professeur Jean Baptiste NTAGOMA qui, en dépit de ses multiples occupations a accepté de diriger ce travail. A travers lui, nous témoignons notre reconnaissance au corps professoral de l'Université Catholique de Bukavu.

Nous remercions sincèrement Monsieur LUBULA Mumbere, co-directeur de ce mémoire. Sans complaisance, il nous a ouvert le chemin de la recherche. Dans un climat de détente, il n'a cessé de nous recommander l'esprit de synthèse, la recherche de l'essentiel et la rigueur de l'analyse. Nous l'admirons pour son remarquable équilibre entre la liberté de penser et ses exigences dans la justification des prises de position.

Nous remercions par la même occasion Messieurs Adamon NDUNGU et Célestin BUCEKUDERWA, pour les discussions combien enrichissantes en rapport avec la thématique analysée.

Notre marque de considération va également à nos chers parents MORISHO Amissi et CHUCHU Maimuna, source originelle de notre vie. Cette plume est le fruit de l'éducation que vous avez semé en nous et que vous ne cesserez d'entretenir.

A mon oncle paternel MORISHO Yuma et Maman RAYA Mahmudu pour votre soutien tant moral que matériel pendant toute la période de notre formation. Nous vous resterons à jamais redevable.

A vous mes oncles paternels : MORISHO Ramazani, MORISHO Djafari (en qui nous rendons hommages), MORISHO Amissi, MORISHO Yuma, MORISHO Issa, MORISHO Assumani, pour vos prières quotidiennes en faveur de votre progéniture. Que l'esprit de cohésion vous caractérise à jamais.

Aux aînés : MORISHO Djuma, MORISHO Mwanabiningo, Eddy MORISHO, pour vos encouragements multiples. Le modèle est respecté.

Aux puînés : DJAFARI Djuma, MORISHO Mwimba, KATAMBWE Djuma, Platini MORISHO, Immaculée Djuma, Myriam Djuma, Kyalu MORISHO, Adéline, Mimimi, Vanessa MORISHO, pour votre amour fraternel. Ce travail est un modèle à suivre. Il doit susciter en vous l'amour et le goût de la science.

Il nous serait ingrat de ne pas remercier de manière isolée Mlle NABINTU Bulumba pour avoir mis à notre disposition son ordinateur portable pendant toute l'année académique 2007-2008. Nous n'oublierons jamais ce geste.

A nos compagnons de lutte : BASHIMBE B., MUGULA M., YALAZA M., Bijoux BALEGAMIRE., MUKANIRE I., NDAKO B. Tonton MADY, Zawadi KARUNGU., Mukubwa Cripin BAHIZIRE., Iragi KANYAMUKENGE, Justin BAHATI pour les moments de peines et des joies passées à l'UCB, notre alma mater. L'esprit de cohésion doit continuer à nous caractériser pour toujours.

Enfin, pour clore cette liste, nous réitérons nos remerciements en marquant une mention particulière à notre grand frère MORISHO Mwanabiningo Néné, pour son esprit d'abnégation à notre endroit et sa ferme détermination de nous voir devenir une compétence. Trouvez à travers ce papier l'aboutissement de tes efforts.

Graphique 1 : Evolution de la dette extérieure en % du PIB ............................20

Graphique 2 : Evolution de la consommation publique en % du PIB ................22

Graphique 3 : Evolution de l'épargne en % du PIB .........................................24

Tableau 1 : Les résultats des tests ADF de racine unitaire sur les variables du modèle .......................................................................................................33

Tableau 2 : Test de cointégration de Johansen sur les paires de variable .........34

Tableau 3 : Dette publique et épargne : Test de causalité et coefficient de corrélation ..................................................................................................38

RESUME

Dans ce travail , on utilise le test de causalité et le modèle à correction d'erreur

pour étudier la relation de cause à effet entre la dette publique et l'épargne privée en République Démocratique du Congo. La méthodologie adoptée est une approche en trois étapes. La première étape consiste à vérifier les propriétés des séries chronologiques (stationnarité et ordre d'intégration) de l'endettement public et l'épargne des ménages à l'aide des tests de racine unitaire de Dickey-Fuller Augmenté. La deuxième utilise le test de la cointégration développée par Engle et Granger pour examiner la relation à long terme entre la dette publique et l'épargne. Cet examen est fait en adoptant l'approche multivariée de Johansen fondée sur le maximum de vraisemblance. Enfin dans la troisième étape, le test de causalité de Granger dans le cadre d'un modèle à correction d'erreur est effectué pour déterminer la direction de la causalité entre la dette publique et l'épargne. Les résultats montrent un ordre d'intégration d'ordre un (I(1)) pour chacune des séries. Quant au test de cointégration, le résultat indique qu'il existe une relation à long terme entre le déficit budgétaire et l'épargne. Le test de causalité de Granger révèle l'existence d'une causalité unidirectionnelle allant du déficit budgétaire vers l'épargne avec un coefficient de corrélation négatif. L'équivalence ricardienne est alors rejetée en RDC étant donné que la dette publique freine l'épargne.

Mots clés : Dette publique, épargne, Causalité, Cointégration, Stationnarité, équivalence ricardienne, Modèle à correction d'erreur

1. PROBLEMATIQUE

Le problème des déficits publics et de l'endettement massif de l'Etat est apparu dans les économies modernes depuis les années 70 (Semmler et al., 2005). Il est le résultat d'une politique d'endettement irresponsable aussi bien de la part des gouvernements des pays créanciers que de la part de ceux des pays débiteurs (Traoré, 2004). C'est à partir du milieu des années 70 que la crise de l'endettement gagne les pays en développement, notamment les pays de l'Amérique Latine (Banque Mondiale, 1993).

La crise affecte les pays africains vers le début des années 80. En effet, c'est à cette période que les pays africains, affectés par la chute des cours des matières premières, principales ressources du continent, connaissent des graves problèmes d'endettement. Le problème de l'endettement en Afrique subsaharienne est cependant particulier du fait de la faiblesse du revenu par habitant.

Les pays d'Afrique subsaharienne sont en fait caractérisés par des très faibles niveaux de croissance. La conséquence pour ces pays est que le service de la dette les prive des ressources importantes nécessaires au financement de leur développement. La thérapie d'ajustement suggérée par les partenaires multilatéraux a pourtant contribué pour beaucoup à l'amplification de la pauvreté dans la plupart de ces pays (Traoré, 2005).

Les programmes d'ajustement structurel consistent en effet en d'importantes orientations socio-économiques initiées au cours des années 80 par le FMI et la Banque mondiale, et ayant pour objectif la réduction des déséquilibres de la balance de paiement et les déséquilibres budgétaires aggravés essentiellement par le poids de la dette. Ces programmes d'ajustement structurel ont certes eu un certains succès à court terme mais à long terme, les résultats sont restés mitigés : le fardeau de la dette continuait de croître.

Par la suite, différentes initiatives notamment les initiatives PPTE ont été lancées aussi bien par les gouvernements des pays pauvres que par les bailleurs des fonds. Fondées sur une approche plus globale de l'allégement de la dette incluant pour la première fois des créances multilatérales, elles représentent une innovation majeure en termes de financement du développement de ces pays(Zacharie, 2003). Ainsi, dans leur cadre initial, l'objectif de ces initiatives est de réduire la dette extérieure des pays en voie de développement. Ces pays doivent remplir les conditions voulues^1(*) au moyen d'une stratégie visant à établir un niveau d'endettement tolérable et éliminer ainsi l'excédent de la dette qui freine la croissance et la réduction de la pauvreté.

La nouvelle approche développée par le FMI et la Banque mondiale depuis 1996 est donc l'allégement de la dette des pays à faible revenu à travers le mécanisme de l'initiative PPTE. Un ensemble plus ambitieux d'objectifs a de ce fait été assigné à ces initiatives. Il s'agit notamment d'assurer une sortie définitive du cycle du rééchelonnement de la dette, de promouvoir la croissance et de libérer des ressources pour un surcroît des dépenses sociales.

Cependant, deux types d'écueils ont joué en leur défaveur (Barthélemy, 1990) :

1) Au niveau international, l'environnement s'est révélé hostile au processus de développement économique et social avec des déficits budgétaires insupportables, l'accumulation d'importants arriérés de paiement, la hausse des taux d'intérêt réels, la détérioration des termes de l'échange ainsi que la baisse des prix des matières premières. Au niveau interne, la mauvaise gestion de la dette publique, un faible taux de croissance, l'affectation des ressources dans les investissements improductifs et l'absence de discipline financière rigoureuse ont également aggravé la crise de l'endettement.

2) Par ailleurs, la dégradation de la conjoncture économique et le ralentissement de la croissance ont fait basculer les ménages de ces pays à faible revenu dans la pauvreté rendant ainsi difficile la constitution de l'épargne en vue du remboursement ultérieur de la dette publique contractée et due par le gouvernement. Cette situation laisse tomber le pays dans un cercle vicieux d'endettement massif.

Dans ce contexte, des interrogations de tout genre demeurent quant à l'existence d'un lien entre cet élan d'endettement des pays en développement et leur niveau d'épargne. Par rapport à ce lien entre l'endettement public et l'épargne, la littérature économique oppose principalement deux approches théoriques, l'approche conventionnelle et l'approche néoricardienne (Mankiw, 2003). L'une et l'autre confrontent cependant l'endettement public d'une part, et l'épargne des ménages, de l'autre.

En ce qui concerne l'approche conventionnelle particulièrement, elle postule que la réduction fiscale (ou l'accroissement des dépenses publiques) financée par l'emprunt exerce plusieurs effets sur l'économie dont le plus immédiat est de stimuler les dépenses de consommation des ménages (Mankiw, 2003). Mais elle évince l'économie à long terme étant donné que la baisse de l'épargne nationale causée par la réduction fiscale signifie une diminution du stock de capital et un accroissement de la dette étrangère (Mankiw, 2004).

S'agissant de l'approche néoricardienne, elle suggère que la substitution des impôts courants par le recours à l'emprunt n'a aucune incidence sur la contrainte budgétaire intertemporelle des ménages. Comme les ménages sont rationnels, ils réalisent parfaitement que le recours courant à l'emprunt est synonyme d'une imposition différée dans le temps qui sera pris en charge par les générations futures. Ainsi toute réduction fiscale incite les ménages non à consommer davantage mais à augmenter leur niveau d'épargne en prévision du remboursement ultérieur de la dette subséquente.

Dès lors, il y a lieu de se demander s'il existe, pour le cas du Congo, un lien de causalité entre l'endettement public et l'épargne des ménages, et le cas échéant, en identifier le sens et en déduire les implications.

2. HYPOTHESES

L'hypothèse retenue dans cette recherche est l'existence d'une relation de causalité entre la dette publique et l'épargne. Cette relation serait bidirectionnelle, soit allant de la dette publique vers l'épargne, d'une part ; de l'épargne vers la dette, d'autre part. En effet, s'il est vrai que le Congo s'est massivement endetté à la suite d'une insuffisance des ressources financières internes et donc de l'épargne, il y a lieu de légitimer l'idée selon laquelle l'affectation rationnelle des nouvelles ressources obtenues par l'émission d'emprunts ait conduit à la constitution des stocks financiers nécessaires pour un lendemain meilleur.

Tout recours à l'emprunt pourrait inciter les ménages non à constituer un stock d'épargne mais à consommer davantage étant donné le surcroît du revenu dû au choc positif du stock de la dette et le niveau relativement bas du revenu dans les pays en développement. Tout comme l'insuffisance de l'épargne nationale, due à la baisse de l'épargne des ménages ou/et de l'Etat, pourrait être supplée par le recours fréquent aux ressources extérieures dans le pays en développement.

3. CHOIX ET INTERET DU SUJET

du Congo. En RDC, la crise de l'endettement s'est traduite par la remise en cause de la crédibilité de l'Etat et l'éviction des priorités sociales au profit du remboursement du service de la dette (Banque du Zaïre, 1988).

- Le ralentissement de la croissance économique depuis plusieurs décennies ; et

4. OBJECTIF DE LA RECHERCHE

Fondamentalement, l'objectif de cette recherche est de comprendre par les résultats obtenus l'opportunité des politiques budgétaires expansionnistes en RDC, d'une part, et sur la nécessité de leur réorientation, d'autre part.

5. SUBDIVISION DU TRAVAIL

Mises à part l'introduction et la conclusion, ce travail comprend trois chapitres : Le premier chapitre présente la revue de la littérature, le deuxième est consacré à l'approche méthodologique et enfin vient le troisième chapitre sur la présentation et l'interprétation des résultats.

CHAPITRE I : REVUE DE LA LITTERATURE

L'objet de ce chapitre est de présenter la revue de la littérature sur le lien entre la dette publique et l'épargne des ménages. Nous distinguons la revue de la littérature théorique d'une part et la revue de la littérature empirique d'autre part.

Section 1. REVUE DE LA LITTERATURE THEORIQUE

Le débat sur la relation entre l'endettement public et l'épargne des ménages divise depuis longtemps les économistes. Cette section replace cette problématique dans sa dimension théorique en exposant les différentes approches notamment : l'approche keynésienne, l'approche néo-ricardienne et l'approche classique

I.1.1. Approche Keynésienne

Cette approche considère que la politique du gouvernement lié à l'endettement public a une influence importante sur l'économie dans une optique du court terme (Mankiw, 2003). Dans le court terme, le recours à l'endettement stimule la demande agrégée et la croissance économique par les effets multiplicateurs et accélérateurs.

Dès lors, le budget public devient, pour l'économie nationale, un stabilisateur qui permet d'intervenir sur la demande effective. Si cette dernière est insuffisante pour assurer le plein emploi et que l'on se trouve en récession, l'Etat devra la relever en augmentant ses dépenses et/ou en prélevant moins d'impôts. Le déficit qui en résulte pourra être financé par le recours à l'emprunt qui devient alors un moyen qui mène à l'équilibre macroéconomique (Semedo, 2002).

Au total, la logique keynésienne de la dette publique est basée sur l'hypothèse selon laquelle, lorsque l'Etat réduit les impôts et encourt un déficit budgétaire, les consommateurs réagissent à l'augmentation de leurs revenus en dépensant davantage. Dans cette approche les ménages n'envisagent pas forcément d'épargner. Cette logique qui fonde l'analyse de la politique budgétaire sur des phénomènes de courte période, est du reste controversée par d'autres auteurs, les néo ricardiens notamment.

I.1.2. Approche néo-ricardienne

L'approche néo-ricardienne est fondée sur le principe de l'équivalence ricardienne^2(*). En effet, le principe d'équivalence ricardienne considère que les consommateurs sont tournés vers l'avenir et fondent leurs dépenses, non seulement sur leurs revenus courants, mais aussi sur leurs revenus futurs, attendus.

Ainsi, l'impôt et l'emprunt qui procèdent d'une vision inter-temporelle du financement budgétaire impliquent que toute réduction des impôts incite les ménages non à consommer davantage mais à augmenter leur niveau d'épargne en prévision du remboursement de la dette subséquente.

L'implication de l'équivalence ricardienne est qu'une réduction fiscale, ou alternativement une augmentation des dépenses publiques, financée par l'emprunt laisse inchangée la consommation des ménages. Ceux-ci épargnent une part accrue de leur revenu disponible pour payer l'impôt qui leur sera demandé demain. Cet accroissement de l'épargne privée compense exactement la réduction de l'épargne publique si bien que l'épargne nationale reste inchangée. La réduction fiscale ou la hausse des dépenses publiques n'ont donc aucun effet sur l'économie.

Par ailleurs, la logique de l'équivalence ricardienne ne signifie pas que toutes les modifications des politiques budgétaires sont non pertinentes. Les modifications des politiques budgétaires influencent l'épargne du consommateur si elles ont un impact sur les dépenses actuelles et futures (Mankiw, 2003).

Cependant, pour certains auteurs contemporains, le débat sur la dette publique est essentiellement un débat sur le comportement du consommateur. Ainsi, le principe d'équivalence ricardienne est une application de l'hypothèse du revenu permanent et du cycle de vie^3(*) (Lubula, 2004).

I.1.3. Approche classique

Combinée à l'approche keynésienne, elle forme ce qu'il est convenu d'appeler approche conventionnelle de la dette publique (Mankiw, 1999). L'approche classique considère qu'en cas de financement des dépenses publiques par emprunt public, la hausse des taux d'intérêt sur le marché des fonds prêtables freine la constitution du stock d'épargne ainsi que l'investissement privé (Semedo, 2001). Les conclusions du courant classique reposent ainsi sur l'apparition des phénomènes d'éviction. Ceux-ci constituent le principal lieu de remise en cause de l'efficacité des politiques budgétaires. On distingue l'éviction directe de l'éviction indirecte.

1.1.3.1. Éviction directe

Le mécanisme le plus traditionnel de l'éviction directe à court terme est celui associé à la situation de plein-emploi. Toute augmentation des dépenses publiques dans une situation de plein-emploi des ressources ne pourra se réaliser qu'au prix d'une diminution des dépenses privées et au terme d'un processus inflationniste (Greffe, 1987).

L'hypothèse d'ultrarationnalité est avancée pour justifier ce résultat : les agents économiques considérant que les dépenses publiques contribuent au même titre que les dépenses privées à leur bien-être, ils réagiront à l'augmentation des dépenses publiques par une diminution automatique et de même montant des dépenses privées. Cette diminution des dépenses privées des ménages implique un accroissement de valeur équivalente du stock d'épargne privée.

1.1.3.2. Éviction indirecte

L'effet d'éviction indirecte découle de l'augmentation de la demande publique des fonds prêtables (émission de la dette) face à une offre inélastique. La hausse du taux d'intérêt qui en résulte, décourage une partie de la demande privée des fonds. Dans cette perspective, l'accroissement des déficits publics conduit à la baisse de l'investissement et à l'accroissement de l'épargne (Semedo, 1999)^4(*).

Par ailleurs, à long terme, la baisse d'épargne nationale provoquée par les réductions fiscales pèse négativement sur le stock du capital et positivement sur l'emprunt à l'étranger. Il en résulte une production nationale moins élevée et une emprise de l'étranger sur une plus large part de cette production (Mankiw, 2003).

Section 2. REVUE DE LA LITTERATURE EMPIRIQUE

Cette revue permet d'explorer quelques travaux empiriques déjà réalisés sur la problématique sous analyse. Elle se subdivise en deux types des travaux : les travaux appliqués aux les pays développés, d'une part, et ceux appliqués aux les pays sous développés, d'autre part.

I.2.1. Travaux appliquées les pays développés et en transition

Dalamagas (1993) analyse l'hypothèse d'équivalence ricardienne pour le cas de 49 pays, combinant données chronologiques et en coupes instantanées. Le théorème d'équivalence est confronté à la conception traditionnelle qui considère qu'à niveau de dépense publique donné, les impôts et l'endettement de l'Etat ont une incidence totalement différente sur la consommation. Les résultats montrent que la substitution de l'endettement aux impôts accroît la consommation dans le pays solvable tandis que l'effet inverse est observé dans le pays fortement endettés. Autrement dit, l'hypothèse d'équivalence ricardienne s'est vérifiée dans les pays fortement endettés étant donné que les agents économiques préfèrent épargner en vue remboursement de la dette dont ils sont devenus dorénavant sensibles.

Aprahamian et Paraponaris (1997) ont mené une étude sur la manière dont les ménages réagissent dans leur plan de consommation aux variations de la dette publique et du niveau des impôts auxquels ils sont soumis. Les résultats obtenus à partir des données trimestrielles des sept plus grands pays industriels du monde^5(*) au cours de la décennie 1980 montre, à l'instar de Dalamagas (1993), que plus le ratio dette/PIB est important moins l'illusion de la dette et l'illusion fiscale sont fortes. Ceci signifie que lorsque l'endettement de l'Etat augmente, les ménages sont beaucoup plus sensibles aux implications de l'émission supplémentaire de la dette publique et n'ignore pas qu'ils seront sollicités, sous formes d'une progression des impôts lorsqu'il s'agira de rembourser cette dette. Ainsi au Canada et en Italie, une hausse de la dette publique provoque le recul de la consommation privée et une baisse des impôts ne stimule pas la consommation mais la décourage. Plutôt, l'une et l'autre politique conduisent à l'accroissement du niveau d'épargne dans les ménages.

Drakos (2001) cherche à tester l'équivalence ricardienne en Grèce. L'auteur part d'un modèle VAR et avec des données en séries chronologiques pour la période 1981 - 1996. Les résultats empiriques ainsi obtenus valident les prédictions de l'hypothèse d'équivalence ricardienne en Grèce. En effet, l'accroissement des dépenses publiques en Grèce financé par l'emprunt a entraîné un accroissement de l'épargne des ménages. Ainsi, pour paraphraser l'auteur: « The empirical findings were that increases in government debt are associated with household increased saving ».

Akbontanci et Tunc (2002) testent, quant à eux, l'équivalence ricardienne pour le cas de la Turquie. L'auteur part d'un modèle à correction d'erreur et avec des données en séries chronologiques pour la période 1987 - 2001. Leurs résultats montrent qu'aussi bien à long qu'à court terme, l'équivalence ricardienne n'est pas valide pour le cas de la Turquie; autrement dit, l'accroissement de l'endettement public a entraîné une hausse de la consommation et baisse sensible de l'épargne privée en Turquie. Aussi, la dette publique exerce-t-elle un effet de richesse dans ce pays.

Enders et Lee (1990) analysent au moyen d'un modèle VAR l'hypothèse de l'équivalence ricardienne pour le cas des USA. Sur fond des séries chronologiques relatives à la période 1947-1987, les auteurs trouvent que des chocs sur la dette publique sont associés à une diminution de l'épargne privée et à une augmentation de la consommation et du déficit du compte courant. Manifestement, ce résultat est contraire aux prédictions théoriques de l'équivalence ricardienne.

Pour sa part, Nicolleti (1998), dans son étude portant sur huit grands pays de l'OCDE^6(*), montre au moyen de l'analyse de la covariance que tant que l'Etat financera ses dépenses publiques par l'emprunt, le secteur privé constituera une épargne compensatrice en prévision d'un relèvement futur des impôts en vue du remboursement de la dette publique contractée. Les conclusions de l'auteur consacrent la non neutralité de la dette publique et soulignent que la consommation de la dette incite à l'épargne de précaution dans les pays fortement endettement. Ces résultats corroborent les prédictions de l'équivalence ricardienne car la dette publique a provoqué dans l'espace OCDE un accroissement de l'épargne privée. En revanche, l'auteur trouve que l'endettement public exerce effectivement un effet de richesse dans les pays moins endettés. Au total, l'hypothèse d'équivalence ricardienne s'est vérifiée dans les pays fortement endettés étant donné que les ménages préfèrent épargner en vue du remboursement de la dette dont ils sont devenus sensibles.

I.2.2. Travaux sur les pays en voie de développement

Ghassan (2003) effectue le test de l'équivalence ricardienne pour le cas marocain. L'auteur part d'une modélisation SVAR qui est une méthodologie permettant de scinder la dynamique de l'épargne et celle du déficit budgétaire en deux types des chocs, qui sont liés aux multiplicateurs structurels associés à ces deux variables. A partir des données à séries chronologiques allant de 1970 à 2002 et ayant une fréquence annuelle les résultats de l'auteur indiquent que l'équivalence ricardienne s'est vérifiée au Maroc car l'épargne privée compense jusqu'à 90% de la hausse du taux de déficit budgétaire.

Bouin (2001) utilise la méthode de moindre carré ordinaire pour tester la relation entre la dette publique et l'épargne privée pour l'Indonésie et la Malaisie sur la période 1971-1987. Pour le deux cas, l'auteur trouve une liaison négative c'est-à-dire que les deux variables testées évoluent dans le sens inverse. Ces résultats signifient qu'une hausse de la dette publique n'a pas permis d'accroître le niveau de l'épargne dans ces deux économies.

BERNHEIM (1987), cherche à analyser la relation entre la dette publique et la consommation privée dans les pays en développement hors la zone franc. Avec des données trimestrielles, l'auteur trouve que si la dette publique agit positivement sur la consommation privée, son influence est cependant faible dans ces pays. Au total, les résultats montrent que l'équivalence ricardienne est rejetée dans l'espace franc.

Dans une étude appliquée au Gabon, NDO NDONG (2001) part d'une estimation OLS et, à partir des données annuelles couvrant la période 1966-1998, l'auteur trouve que la variable dette publique influence significativement la consommation privée, bien que son effet soit relativement faible. Selon l'auteur, l'influence positive de la dette publique sur la consommation privée conduit à penser que l'endettement peut contribuer à remédier aux contraintes de liquidité que subissent les consommateurs gabonais et à développer les capacités d'intermédiation financière de l'économie. De toute évidence, le principe d'équivalence ricardienne n'est pas vérifié au Gabon.

Lubula (2004), pour sa part, cherche à analyser le lien de causalité entre la dette publique et la croissance pour le cas gabonais. L'auteur procède par des tests de causalité au sens de Granger entre endettement extérieur et croissance économique. Il trouve que la dette extérieure, en dépit de son important volume, a un effet positif sur la consommation privée au Gabon. Ceci conduit à infirmer l'hypothèse d'équivalence ricardienne pour le cas gabonnais.

CHAPITRE II : APPROCHE METHODOLOGIQUE

Il est question dans ce chapitre de présenter la méthodologie retenue en vue d'étudier les relations de causalité entre la dette publique et l'épargne des ménages en République Démocratique du Congo. A l'instar de Tenou (1996), nous procédons à cet effet par le test de causalité bivarié.

Nous présentons dans la première section les variables retenues avant de préciser la méthodologie adoptée dans la deuxième section.

II.1. PRESENTATION DES VARIABLES

Cette section consiste à présenter les variables du modèle d'analyse. Nous distinguons d'une part les variables mesurant la dette publique et, d'autre part, celles relatives à l'épargne.

II.1.1. Les variables relatives à la dette publique

Les variables retenues dans notre analyse comme proxies de la dette publique sont le ratio de l'endettement en % du PIB, le ratio du déficit budgétaire, le ratio de la dette aux exportations et le ratio du service de la dette aux exportations.

I.1.1.1. Le ratio de l'endettement

La dette publique constitue l'une des modalités de financement des dépenses publiques. Ainsi l'endettement de l'Etat est mesurée par le ratio d'endettement en pourcentage de PIB étant donné qu'elle est aussi la variable budgétaire ; et, est susceptible de produire les effets de richesse dans le pays (Ndo Ndong, 2001 ; Lubula, 2004).

A l'instar de la plupart des travaux sur les pays en développement, la dette publique est mesurée par la dette extérieure dans le cadre de cette recherche. Cette mesure de la dette publique s'explique essentiellement par l'origine extérieure de la dette des pays en développement (Daniel, 1994, Raffinot, 1998, Beaugrand, 2002 ; Lubula, 2004). Les données relatives à cette variable permettent la représentation graphique ci-après :

Ce graphique retrace le ratio de la dette publique en deux phases principales. La première va de 1970 à 1999 et la deuxième de 2000 à 2002. Au cours de la première phase (1970 - 1999), le ratio de la dette publique est marqué par une hausse spectaculaire atteignant 254,86% en 1999. Entre 1970 et 1975, la dette publique oscille autour de 13% du PIB. Après une période d'euphorie (1967 - 1972), notamment due à la bonne tenue du cours du cuivre, les nuages économiques se sont vite accumulés. A partir de 1973, année de la « Zaïrianisation »^7(*) des entreprises étrangères, les difficultés financières s'aggravent au fil des années. C'est ainsi qu'en 1976, le ratio de la dette publique congolaise commence à croître sensiblement et passe de 19,81% en 1975 à 30,20% en 1976. C'est au courant de cette année que la crise d'endettement commence manifestement à se faire sentir dans le pays.

Au courant de cette année, le régime de Mobutu est en train de rétrocéder les entreprises étrangères « Zairianisées » et de mettre sur pied un comité de stabilisation qui supervise l'application de deux programmes successifs (en 1976 et 1977). Suite à l'échec de ce double programme, un troisième plan de stabilisation est mis en oeuvre en 1979 - 1980 sous la supervision du FMI. La dévaluation de la monnaie fut décidée entre novembre 1978 et février 1980. Cette succession des mesures ne suffit pourtant pas à enrayer la crise d'endettement.

Par ailleurs, la hausse du ratio de la dette publique congolaise trouve une autre justification durant les années de dictature de Mobutu en période de guerre froide. Le Zaïre de Mobutu a bénéficié d'une aide extérieure de plusieurs centaines de millions de dollars annuels de la part de ses parrains occidentaux. Ces derniers ont laissé se développer un système de corruption ainsi que le financement d' « éléphants blancs », à la base du cycle d'endettement extérieur qui a conduit le pays à la banqueroute dans les années 1980 (Zacharie, 2007 cité par Kapiri, 2007).

Dès septembre 1983, la RDC fait partie de pays pionniers à passer sous la coupe de plans d'ajustement structurel concoctés par les institutions financières internationales. Ces programmes d'ajustement n'ont abouti qu'à des résultats pour la plupart décevants. Ainsi, il convient de relever les pillages et les guerres, qui caractérisent la décennie 1990. Cette période coïncide également avec la rupture avec les institutions financières internationales et sur l'arrêt presque total du paiement de la dette extérieure.

Au cours de la seconde phase (2000 - 2002), le ratio de la dette publique par rapport au PIB se stabilise, donc croît à des taux de plus en plus faibles. La dette publique de la RDC connaît une diminution vers les années 2001 à la suite de la reprise de la coopération avec la Banque Mondiale et le FMI. Cette reprise de la coopération a été rendue possible grâce à la maîtrise des paramètres macroéconomiques par la RDC. Il s'agit notamment de la stabilisation du taux d'inflation, du cours de change ainsi que de l'augmentation du taux de croissance économique (BCC, 2000).

II.1.1.2. Déficit budgétaire

Le déficit public est mesuré par la consommation publique en pourcentage du PIB (Eboué, 1998 cités par Ndo Ndong). La consommation publique est, en effet, liée à l'endettement public, car elle est dans une certaine mesure à l'origine des déficits budgétaires (Sachs et Larrains, 1994 in Lubula, 2004).

Depuis 1975, il s'est traduit une crise dans le secteur des travaux publics et pendant toute la période de crise, l'essentiel des crédits budgétaires de l'Etat, a été affecté aux dépenses de consommation finale ; moins de 10% du budget était alloué aux projets d'investissement (Ngonga, 2005). C'est pourquoi dans le cadre de cette étude, nous mesurons les dépenses publiques et donc le déficit public par la consommation publique.

Le graphique ci-dessous nous permet de visualiser l'évolution de la consommation publique en RDC sur la période étudiée.

Ce graphique permet de distinguer trois principales phases dans l'évolution du ratio de la consommation publique en RDC. La première phase va de 1970 à 1984, la deuxième va 1985 à 1992 et la troisième va de 1993 à 2002.

Au cours de la première phase (1970 - 1984), le ratio de la consommation publique par rapport au PIB pèse faiblement dans le PIB et enregistre une diminution chronique ; il oscille autour de 10% entre 1970 - 1981.

Cette baisse est le résultat des différentes mesures prises par le gouvernement en vue de contenir les dépenses publiques (Banque du Zaïre, 1982). Il s'agit :

1) De la limitation au strict nécessaire des engagements relatifs aux dépenses facultatives (rencontres locales, aménagements des bureaux,...).

3) Du renforcement du contrôle des effectifs des fonctionnaires de l'Etat, notamment dans le domaine de l'enseignement primaire et secondaire.

4) De la suspension des missions, à l'exception de celles concernant le contrôle des dépenses effectuées avec l'autorisation du chef de l'Etat ;

Au cours de la deuxième phase (1985 - 1991), la consommation publique pèse lourdement dans le PIB. Elle culmine à de 20% en 1992. Cette hausse est vraisemblablement imputable au relèvement des salaires des agents de l'Etat et à l'organisation de la conférence Nationale Souveraine (CNS). Elle pourrait également être due au renchérissement des biens et services dû à l'inflation. En outre le relèvement de ce ratio peut s'expliquer par le faible taux de croissance du PIB (-14,5) jamais enregistré depuis 1970.

La troisième phase (1993 - 2002) est caractérisée par une chute du ratio de la consommation publique au PIB. Faible en 1994, moins de 5%, le ratio de la consommation publique au PIB enregistre quelques faibles accroissements entre 1995 - 1998 et entre 1999 et 2002. Ceci est probablement dû à la nécessité pour le gouvernement congolais à faire face à la rébellion de 1998. Toutefois, le ratio de la consommation publique au PIB diminue en 2001, à la suite des différents plans d'ajustements mis en place par le gouvernement en collaboration avec le FMI pour assainir le cadre macroéconomique congolaise : On observe une diminution du ratio jusqu'à 4,66% du PIB.

II.1.2. la variable mesurant l'épargne des ménages

La seule variable retenue pour mesurer l'épargne est le ratio de l'épargne des ménages en pourcentage du PIB.

L'examen de l'évolution du taux d'épargne des ménages en pourcentage du PIB met en évidence deux phases essentielles comme l'indique le graphique 5 ci-dessous. La première phase va de 1970 à 1995 alors que la deuxième phase s'étend de 1996 à 2002.

Au cours de la première phase (1970 - 1995), le ratio de l'épargne diminue à des taux faibles. Cette diminution du ratio de l'épargne au PIB est probablement due à la détérioration progressive du salaire des agents aussi bien de l'administration publique que du secteur privé. Cette situation entraîne une chute progressive du ratio de l'épargne étant donné que jusqu'à 1980, la situation globale des rémunérations est demeurée fragile. Cette chute de l'épargne des ménages peut être également le fait de l'expansion du ratio de la consommation des ménages qui atteint 82,02% du PIB en 1982.

La période 1982 jusqu'à 1995 est caractérisée par des faibles accroissements du ratio de l'épargne. Ces faibles accroissements sont probablement les faits de majorations salariales. C'est ainsi que le ratio de l'épargne passe de 6,51% en 1981 à 7,49% en 1982. Au cours de l'année 1996, on observe une hausse sensible du ratio de l'épargne au PIB ; il culmine autour de 27,54%.

La seconde phase 1996 - 2002 connaît cependant une baisse du ratio de l'épargne au PIB due probablement aux deux guerres dites de libération (celle de 1996 et celle de 2002). Les deux guerres couplées de la perte de l'habitude d'épargne dans les ménages depuis que le système financier s'est décomposé à la suite des crises inflationnistes des années 90 ont découragé les ménages d'épargner étant donné que le système financier était devenu certainement trop risqué. Cette diminution peut être également expliquée par la désorganisation politique du pays et l'instabilité de l'environnement économique qui caractérise le pays à cette époque.

II.2. ETUDE DE LA CAUSALITE

Au niveau théorique, la mise en évidence des relations causales entre les variables économiques fournit des éléments de réflexion propices à une meilleure compréhension des phénomènes économiques. En effet, connaître le sens de causalité est aussi important qu'une liaison entre des variables économiques (Bourbonnais, 1998).

L'étude de la causalité requiert préalablement d'appliquer plusieurs tests pour s'assurer de la qualité de la robustesse des résultats à obtenir. Il s'agit de tester la stationnarité des séries et l'absence de cointégration entre variables prises deux à deux (Raffinot, Joseph et Venet, 1998).

II.2.1. Test de stationnarité

L'analyse de la stationnarité suppose qu'une série temporelle possède une espérance et une variance constantes. Mais si ces caractéristiques se trouvent modifiées dans le temps, la série chronologique est considérée comme non stationnaire (Bourbonnais, 1998).

Ainsi, la satisfaction au test de stationnarité des variables constitue la condition sine qua non pour l'application de la méthode de moindre carré ordinaire et travailler avec des variables non stationnaires conduit à des régressions fallacieuses et à des interprétations non cohérentes (Johnston et Dinardo, 1997).

Le test de Dickey-Fuller est généralement utilisé à cet effet. Ce test permet non seulement de détecter l'existence d'une tendance (test de racine unitaire) mais aussi de déterminer la bonne manière de stationnariser une chronique.

La première étape dans cette étude est de tester la stationnarité de nos variables à travers le test conventionnel d'Augmented Dickey Fuller (ADF) dont les valeurs ont été comparées aux valeurs critiques tabulées de McKinnon.

Pour ce test ADF, nous adoptons une démarche séquentielle qui consiste d'abord à tester le modèle avec trend et constante. Ensuite, nous testons la significativité du trend. S'il s'avère que le trend n'est pas significatif, nous testons le modèle avec constante sans trend. Si la constante n'est pas non plus significative, nous testons le modèle sans constante et sans trend.

De manière théorique, les modèles servant de base à la construction du test de racine unitaire sont au nombre de trois (Bourbonnais, 1998) :

Le principe est alors simple : si l'hypothèse nulle Ho :

est retenue dans l'un de ces modèles, le processus est alors non stationnaire.

II.2.2. Le test de cointégration

L'analyse de cointégration permet d'identifier clairement la relation véritable entre deux variables en recherchant l'existence d'un vecteur de cointégration et en éliminant son effet, le cas échéant (Bourbonnais, 1998). Le test de Johansen est utilisé à cet effet. Ce test permet d'identifier l'existence d'une relation de long terme entre deux ou plusieurs variables du modèle. Il nous indique le nombre de vecteurs de cointégration. L'existence de ce vecteur est confirmée si la première valeur du ratio de vraisemblance (Likelihood ratio, LR) est supérieur à la valeur théorique du test y correspondant soit à 5%, soit à 1% (Bourbonnais, 1998). De manière théorique, ce test est mené grâce à l'algorithme de Engle et Granger qui se présente en deux étapes :

Une condition nécessaire de cointégration est que les séries doivent être intégrées de même ordre. Si les séries ne sont pas intégrés de même ordre, elles ne peuvent pas être cointégrées (Bourbonnais, 1998). Soit

. Il convient donc de déterminer le type de tendance déterministe ou stochastique de chacune des variables, puis l'ordre d'intégration des chroniques étudiées.

Si la condition nécessaire est vérifiée, on estime par les MCO la relation de long terme entre les variables, soit

Pour que la relation de cointégration soit acceptée, la variable résiduelle

issu de cette régression doit être stationnaire. Cette variable résiduelle est obtenue par :

Dans ce cas, un modèle à correction d'erreur doit être estimé en vue de corriger le biais causé par la cointégration (Greene, 2003).

Si le coefficient

est significativement négatif et différent de zéro, alors les variables du modèle iront tendanciellement vers un équilibre de long terme. C'est ce mécanisme qui corrige le biais.

Ainsi, avant de procéder à l'analyse de la causalité, nous devons nous rassurer que nos séries sont co-intégrées c'est-à-dire que nos variables prises deux à deux convergent vers un équilibre de long terme.

II.2.3. Test de causalité

Le test de causalité a fait l'objet d'études par un certain nombre d'auteurs, mais c'est l'approche de Granger (1969) qui a eu le plus d'échos chez les économistes (Tenou, 1996). Le fondement de la définition de Granger est la relation dynamique entre les variables. La succession temporelle est centrale chez Granger et on ne peut discuter de la causalité sans prendre en considération le temps (Sekkat, 1989 in Tenou, 1996).

La causalité au sens de Granger peut être ainsi définie brièvement (Bourbonnais, 1998):

Soient deux séries des variables X et Y, si l'on est capable de mieux prévoir X en utilisant les observations passées de X et Y qu'en utilisant seulement les observations passées de X, alors on dit que Y cause X au sens de Granger et on note Y ? X. La négation de cette propriété, Y ne cause pas X, et notée

Y-/? X. En inversant le rôle de Y et X dans la définition ci-dessus, on peut définir les causalités, X? Y, ou non causalité lorsqu'on a X - / ? Y et Y ? X. On dit qu'il y a causalité réciproque ou biunivoque lorsque Y cause X (Y ? X) et X cause Y (X? Y) à la fois.

Le bloc de variables (

,...

) est considéré comme exogène par rapport au bloc de variables (

)si le fait de rajouter le bloc

n'améliore pas significativement la détermination des variables

alors Y cause X..

La détermination du retard p est effectuée selon le critère d'AKAIKE (AIC)^8(*). Soit : -

ne cause pas

si l'hypothèse suivante est acceptée :

Si nous sommes amener à accepter les deux hypothèses que X cause Y et Y cause X, il s'agit d'une boucle rétroactive, « the feed back effect ». La causalité est alors dite « bi-univoque

Avant de présenter l'analyse de la causalité, nous calculons d'abord le coefficient de corrélation en vue de fournir une précision sur la nature positive ou négative de la relation qui existe entre deux variables (Kossi TENOU, 1996, LUBULA, 2004).

II.2.4. Coefficient de corrélation

Pour ce qui est de cette statistique, on dit que deux phénomènes sont corrélés lorsqu'ils ont une évolution commune aussi bien positivement que négativement.

La corrélation simple mesure le degré de liaison existant entre les phénomènes représentés par des variables. L'étude de la corrélation entre deux variables fournit trois cas possibles (Bourbonnais, 1998) :

- Corrélation positive, on observe alors une augmentation, diminution ou constance simultanée des valeurs des deux variables.

- Corrélation négative lorsque les valeurs de l'une augmentent et les valeurs de l'autre diminuent ;

- Non corrélé lorsque il n'existe aucune liaison entre les variations des valeurs de l'une des variables et les valeurs de l'autre.

Cependant, la notion de corrélation souffre de quelques limites (Bourbonnais, 1998) :

- Un coefficient de corrélation nul indique que la covariance entre la variable X et Y est égale à 0. C'est ainsi que deux variables en totale dépendance peuvent avoir un coefficient de corrélation nul. Pour remédier à cette limite, il convient éventuellement de transformer les variables, préalablement au calcul du coefficient de corrélation, afin de linéariser leur relation en utilisant la transformation de type logarithmique.

- Le coefficient de corrélation ne traduit en rien une relation de causalité. Le fait d'avoir un coefficient de corrélation élevé entre deux variables ne signifie qu'il existe un autre lien statistique. En d'autres termes, une covariance significativement différente de 0 n'implique pas une liaison d'ordre économique mais plutôt une simple relation statistique.

CHAPITRE III : PRESENTATION ET INTERPRETATION DES RESULTATS

Ce chapitre consiste en la présentation et en l'interprétation des résultats obtenus. Les données utilisées sont issues de la base des données de la banque Mondiale^9(*). Elles ont une fréquence annuelle et couvrent la période 1970 - 2002, soit 33 observations.

Ainsi, nous présentons tout d'abord les résultats des tests avant de procéder à leur interprétation.

III.1. PRESENTATION DES RESULTATS

Dans cette section, nous exposons le résultat des tests de stationnarité et de cointégration, d'une part, les coefficients de corrélations et les résultats de test de causalité, d'autre part.

III.1.1. Résultat des tests de stationnarité et de cointégration

Tout d'abord, nous présentons les résultats du test de stationnarité ; viennent ensuite ceux du test de cointégration.

III.1.1.1. Résultats du test de stationnarité

Le test de Dickey - Fuller Augmenté est appliqué sur chacune des variables du modèle à savoir le ratio de l'endettement (RATENDT), le déficit budgétaire (DBUD), et le ratio de l'épargne des ménages au PIB (EPARGNE). Il s'agit de s'assurer que tout choc tendant à éloigner ces variables déclenchera les mécanismes qui les ramèneront tendanciellement vers leur valeur moyenne (Bourbonnais, 1998).

Ce test consiste essentiellement à déterminer la statistique de student de la variable et à la comparer à sa valeur critique qui est choisie en fonction du nombre d'observations et des options de l'estimation. Si le t-stat est sensiblement petit, nous ne pouvons pas rejeter l'hypothèse de non stationnarité et l'existence d'une racine unitaire. Un tel résultat conduit à remplacer la variable par sa différentielle à condition que cette dernière soit stationnaire (Bourbonnais, 1998).

Tableau 1 : Les résultats des tests ADF de racine unitaire sur les variables

Le test montre que toutes les variables sont non stationnaires en niveau à l'exception de l'épargne. Greene (2003) soutient cependant qu'on ne peut analyser des séries d'ordre d'intégration différent. Dès lors, nous procédons à la différenciation de toutes les variables ; elles sont toutes stationnaires en différence première. Ceci laisse supposer une relation de cointégration (Bourbonnais 1998).

III.1.1.2. Le test de cointégration

Avant de passer au test de causalité, nous devons nous rassurer si les variables du modèle, prises deux à deux, convergent vers un équilibre de long terme.

Pour s'assurer s'il existe au moins une relation de long terme pour chaque paire de variables du modèle, nous procédons par le test de cointégration de Johansen. Dès lors, nous retenons pour chaque paire de variables, une variable d'endettement et l'épargne. Aussi, les paires ci-après sont-elles retenues :

Les résultats du test de cointégration sur les paires des variables du modèle sont présentés dans le tableau 2.

Le test de cointégration effectué sur les paires de variables ciblées montre qu'il n'y a aucune relation de cointégration entre les variables de la dette et l'épargne à l'exception d'une paire de variables (DBUD et EPARGNE) qui admet une équation de cointégration au seuil de 5%. C'est ce résultat qui nous permet d'estimer d'abord un modèle vectoriel à correction d'erreurs entre le déficit budgétaire et l'épargne et ensuite de procéder au test de causalité au sens de Granger pour cette paire.

Dès lors, conformément au théorème de représentation de Engle et Granger, la relation entre le déficit budgétaire et l'épargne, d'une part, et celle de l'épargne et le déficit budgétaire^10(*), d'autre part, peut être saisie à l'aide d'un mécanisme à correction d'erreur qui peut se mettre sous la forme suivante :

Cette formulation permet de distinguer l'élasticité de court terme de celle de long terme. Par ailleurs, il apparaît intéressant de vérifier l'hypothèse d'équivalence ricardienne et de tester la bi-univocité de la relation entre la dette publique et l'épargne à travers le modèle ci-après :

(2) ÄLEPARGNE = â₀+ â₁ÄLDBUD + â₂LEPARGNE (-1) + â₃LDBUD(-1) + RES

?₂et â₂sont les coefficients de force de rappel vers l'équilibre de long terme respectivement pour la première et la seconde formulation. Après avoir estimé les modèles à correction d'erreurs il convient maintenant de présenter le résultat de l'analyse faite.

III .1.2. Résultats de l'estimation

Les équations ci-après présente les résultats des régressions effectuées sur les deux modèles :

R² = 0,53 R-ajusté = 0,50 F-Stat =7,739800 Prob(F-Stat) = 0,000273, D-W = 1,79

Le test de BREUSCH - GODFREY laisse entrevoir une dépendance sérielle des erreurs. Elle a été corrigée en insérant la variable AR(1)^11(*)

La variable RES représente le résidu de la relation cointégrée entre l'épargne et le déficit budgétaire. Elle nous permet de prendre en compte la plupart des éléments explicatifs de notre modèle.

Par ailleurs, la comparaison entre les valeurs observées et les valeurs calculées du déficit budgétaire en fonction du temps indique une certaine rigidité du modèle qui ne suit qu'imparfaitement les variabilités de l'épargne. Il nous a semblé possible d'améliorer notre modèle par l'introduction de la variable résiduelle.

L'examen des résultats montre que les équations estimées ont un pouvoir explicatif globalement satisfaisant étant donné que les coefficients de détermination R² est respectivement de 0,52 et 0,86 pour le deux équations. Ce qui signifie que d'une part 52% de la variabilité du déficit budgétaire est expliqué par l'épargne des ménages et, d'autre part, 86% de la variabilité du taux d'épargne des ménages est expliqué par les déficits budgétaires. Ces résultats laisse présumer que les observations de l'échantillon sont presque alignées, en conformité avec l'hypothèse de linéarité sur laquelle est fondée les deux modèles.

La valeur relativement élevée de la statistique de Fisher (7,73 pour le premier modèle et 18,88 pour le second) confirme cette hypothèse de linéarité et conforte par le fait même l'admissibilité effective des modèles estimés. Cette validité est d'autant plus avérée que la statistique de Durbin- Watson est proche de 2, conduisant ainsi au rejet de l'hypothèse d'autocorrélation des erreurs pour les deux modèles.

Les coefficients de force de rappel pour le deux équations sont significativement négatifs et différents de zéro. De ce fait, les deux modèles estimés sont validés. Les valeurs entre parenthèses correspondent à la statistique de Student, tandis que les chiffres entre parenthèses à côté des variables représentent le nombre de retard (en termes d'années).

Après avoir présenté les résultats de l'estimation, il convient maintenant de passer au test de causalité et à l'analyse par le coefficient de corrélation entre les variables de la dette publique et l'épargne^12(*). En fait, le test de Dickey - Fuller Augmenté que nous avons effectué précédemment sur chaque variable montre que nos séries sont toute intégrées d'ordre 1, ce qui signifie qu'il faut utiliser les valeurs différenciées, plutôt que leur valeur en niveau pour obtenir des résultats valides aux tests de causalité (Joseph, Raffinot et Venet, 1998).

III.1.3. Résultats du test de causalité

Dans ce paragraphe, il s'agit de présenter les tests de causalité au sens de Granger ainsi que les coefficients de corrélation.

Les résultats du test de causalité de Granger et les coefficients de corrélation sont présentés dans le tableau suivant :

Tableau 3 : Dette publique et épargne : Test de causalité et coefficient de corrélation

Source : confectionné par nous même sur base des résultats obtenus en E-Views

Les résultats obtenus laissent apparaître que les coefficients de corrélations sont pour toutes les paires de variables généralement faibles. Cependant, une interprétation limitée aux seuls coefficients de corrélation est à considérer avec beaucoup de réserves étant donné que la détermination de ce coefficient n'intègre pas le critère de stationnarité des séries (Lubula, 2004). La prise en compte des résultats du test de causalité permet alors de faire une interprétation plus acceptable.

La corrélation entre les variables d'endettement public retenues, à savoir le pourcentage du déficit public par rapport au PIB et le ratio d'endettement extérieur, et la variable d'épargne des ménages est négative. Ce résultat laisse présumer que l'accroissement de l'endettement de l'Etat congolais s'accompagne d'une baisse du stock de l'épargne des ménages en RDC.

En ce qui concerne les résultats du test de causalité, on remarque qu'il existe un lien de causalité entre les variables de la dette et celle d'épargne des ménages, après deux périodes. Ce lien est univoque allant des variables de la dette à l'épargne des ménages.

Dès lors, les valeurs antérieures de la dette publique sont susceptibles d'améliorer la prédiction du comportement de l'épargne en République Démocratique du Congo en cas de décalage de deux périodes. De la même manière, les valeurs passées des déficits budgétaires peuvent améliorer la prédiction de l'épargne.

Après avoir fourni les analyses des modèles à correction d'erreurs et présenté les résultats des tests de causalité et les coefficients de corrélation, il est opportun de procéder à l'interprétation.

II.2. INTERPRETATION DES RESULTATS

Dans cette section, nous interprétons les résultats obtenus aux regards des spécificités de l'économie congolaise.

III.2.1. interprétation des modèles à correction d'erreurs

Dans le court terme, on peut considérer que l'altruisme intergénérationnel est invalidé. L'accroissement du déficit budgétaire entraîne une baisse du potentiel d'épargne dans la seconde équation. Ce résultat est tout à fait conforme à la thèse de CHAMBAS (1994)^13(*) dans le cadre des pays de la zone franc. En revanche, il invalide celle soutenu par BARRO^14(*).

Les résultats obtenus confirment bien que la République Démocratique du Congo est une économie d'endettement au sens de HICKS. Ainsi, l'accroissement de la dette publique constitue une cause de déséquilibre, car elle donne lieu à une baisse de l'épargne au profit d'une consommation accrue entraînant une augmentation de la demande interne et donc des importations.

Par ailleurs, on remarque que l'épargne et le déficit public suivent une évolution opposée. Ce qui signifie qu'une hausse de la consommation publique favorise une chute de l'épargne et par déduction un accroissement de la consommation des ménages dans le pays. En revanche, dans la première relation estimée, la baisse de l'épargne favorise l'endettement en RDC. Nos hypothèses de départ sont ainsi validées.

En effet, il apparaît globalement que les ménages congolais n'étant pas bien informés sur les effets de l'endettement public et subissant une contrainte financière, accroissent leur niveau de consommation lorsque la dette publique augmente au lieu de procéder à la constitution d'une épargne permettant à la génération future de rembourser l'emprunt contracté.

Ces résultats rejoignent les conclusions de Ndo ndong (2002) pour le cas du Gabon, de Ffrench Davis (1990) pour le cas du Chili, de Enders et Lee (1990) pour le cas américain. Selon ces auteurs la dette publique agit positivement sur la consommation privée. Leurs conclusions confirment que les accroissements de la dette publique entraînent une baisse de l'épargne des ménages. Ce qui implique le rejet d'équivalence ricardienne dans ces pays.

Par ailleurs, ce résultat s'oppose à ceux obtenus par Apprahamian et Paraponaris (1997) pour le cas du Canada et de l'Italie. En effet, ces auteurs montrent qu'une hausse de la dette publique provoque un recul de la consommation privée dans ces deux pays et une hausse de l'épargne privée. L'altruisme intergénérationnel est ainsi validé dans ces pays.

Le résultat de l'estimation accrédite également les thèses des institutions de Bretton Woods qui lorsque l'absorption interne est forte, proposent aux différents gouvernements des pays en déséquilibre de mener des politiques de stabilisation visant à comprimer la demande intérieure (réduction des salaires et les effectifs jugés pléthoriques). Ce résultat est également conforme à l'analyse de STEIN, selon laquelle la consommation des ménages est source de l'endettement de l'Etat

En définitive, il s'avère que le déficit budgétaire a un effet négatif sur l'épargne en République démocratique du Congo. C'est sans doute une telle relation entre le déficit public et l'épargne des ménages qui conduit au rejet du théorème d'équivalence ricardienne pour le cas de l'économie congolaise.

On s'aperçoit en outre que le déficit budgétaire a le signe négatif dans le court terme. Ce qui signifie qu'un excès des dépenses publiques agit négativement sur l'épargne des ménages. Cette conclusion s'oppose à celle de Drakos (2001) pour le cas de la Grèce. En effet, l'auteur trouve que l'accroissement des déficits publics a entraîné une hausse de l'épargne privée en Grèce.

Ces résultats traduit le fait que l'économie congolaise est caractérisée par la hausse des dépenses de consommation publique principalement composées des dépenses relatives aux rémunérations des responsables des institutions politiques et administratives et les dépenses allouées à la défense nationale.

Il ressort en effet des rapports de la Banque Centrale du Congo (1990) qu'entre 1990 et 1993, les charges communes ont absorbées en moyenne 60,15% des crédits budgétaires suivis par les dépenses allouées aux institutions politiques avec une moyenne de 19,25% et des dépenses militaires avec 12,25% des ressources budgétaires. Par la suite, la décomposition du système financier à la suite des crises inflationniste des années 90 a découragé l'épargne des ménages étant donné le risque associé au système. On comprend dès lors qu'une hausse régulière des dépenses publiques a une influence négative sur le volume de l'épargne en RDC.

Dans le long terme, la variable « Déficit budgétaire » a le signe positif. En effet, le déficit agit positivement sur l'épargne. On en déduit que l'accroissement du déficit budgétaire entraîne une légère augmentation de l'épargne. On en est à croire qu'à long terme l'hypothèse d'équivalence ricardienne est valide en RDC. Cette validité pourrait probablement être due à la prise en compte par les ménages des effets de la dette dans leur comportement ainsi qu'à l'allègement de la contrainte financière des ménages. Cependant, cette étude ne donne qu'un avis assez discutable sur la validité à terme de l'équivalence ricardienne étant donné que son objet principal est de savoir si la dette publique et l'épargne des ménages sont dynamiquement interdépendantes ou sont en interaction.

L'enseignement le plus important à tirer des résultats obtenus est que la RDC agit en réalité comme un « Etat Providence ». Il compense les chocs extérieurs qui pèsent négativement sur le bien être des ménages en s'endettant à l'extérieur pour maintenir le niveau de vie de la population. Comme les ménages congolais ne sont pas bien informés sur les effets de la dette et parce que la contrainte financière joue, ils accroissent leur niveau de consommation en baissant leur épargne à la suite de l'accroissement des déficits budgétaires. Ce qui accroît davantage les déficits et par le fait même l'endettement public. Mais, dans ces conditions la question qui se pose est de savoir si une politique de promotion du bien être des ménages par l'emprunt extérieur ne risque pas finalement de maintenir la RDC dans un cercle vicieux d'endettement excessif.

III.2.2. Interprétation des résultats du test de causalité

Dans ce paragraphe, nous interprétons les résultats obtenus à partir du test de causalité. La relation entre la dette publique et l'épargne a été établie dans les études présentées dans la revue empirique. Cependant, la direction de causalité reste un sujet très controversé. La détermination du sens de causalité est importante et a des implications en matière de politique économique (Ambampour, 2005). En effet l'existence d'une relation de cointégration entre deux variables entrainent l'existence d'une relation causale entre celles-ci dans au moins une direction (Ambampour, 2005). C'est pourquoi cette relation a été examinée au moyen d'un test de causalité à la Granger.

La mesure de la dette publique par le ratio d'endettement indique qu'il existe une relation unidirectionnelle entre le ratio d'endettement et l'épargne. Dès lors, il apparaît qu'il existe une corrélation négative entre la dette publique et l'épargne. Il y a lieu de croire que le financement des déficits publics par l'emprunt freine l'épargne en RDC. On en est à croire que l'hypothèse d'équivalence ricardienne est rejetée dans le contexte congolais.

De la même manière, l'hypothèse nulle d'absence d'une relation de causalité entre le déficit budgétaire et l'épargne est rejetée lorsque le retard est fixé à deux périodes. Cette relation va du déficit budgétaire à l'épargne avec une corrélation négative entre ces deux variables. Ce qui signifie qu'un excès des dépenses publiques agit négativement sur l'épargne. Ce résultat montre que l'altruisme intergénérationnel est inexistant dans les ménages congolais. Les conclusions des modèles correction d'erreurs sont alors confortées.

CONCLUSION GENERALE

La présente étude consiste en l'analyse de la relation entre la dette publique et l'épargne des ménages en République Démocratique du Congo. A cet effet, deux modèles à correction d'erreurs ont été estimés et un test de causalité au sens de Granger ainsi que l'examen des coefficients de corrélation ont été effectués sur base des données de la Banque Mondiale ayant une fréquence annuelle et couvrant la période 1970 - 2002.

Après avoir présenté la revue de la littérature et la méthodologie, l'étude fournit et analyse les résultats des modèles à corrections d'erreurs, d'une part, et les résultats du test de causalité, d'autre part. Il ressort de cette étude que le déficit budgétaire a une influence négative sur l'épargne des ménages pendant toute la période étudiée. La thèse de Barro sur le principe d'équivalence ricardienne est ainsi rejetée. Dès lors, il y a lieu de croire que le recours fréquent à l'emprunt pour financer les déficits publics freine l'épargne en RDC.

L'épargne, étant perçue comme un processus d'accumulation du capital, elle constitue un des canaux de transmission de la croissance économique dans le pays. Ceci conduit à soutenir la conclusion selon laquelle l'endettement public n'a pas favorisé l'accroissement de l'épargne dans le pays.

En outre, les résultats du test de causalité révèlent l'existence d'une relation de causalité unidirectionnelle allant de déficit budgétaire à l'épargne avec un coefficient de corrélation négatif. Ce qui signifie que l'accroissement des dépenses publiques freine la constitution du stock de l'épargne en RDC. En conséquence, la politique d'endettement menée par le gouvernement congolais pour financer le déficit a eu pour effet de freiner la constitution de l'épargne. On peut dès lors conclure à l'échec du gouvernement d'acquérir des capitaux internes pour financer les dépenses d'investissement afin de stimuler la croissance. La politique d'épargne a donc été inefficace pendant toute la période étudiée.

Cette inefficacité est vraisemblablement le fait de la mauvaise orientation de la politique budgétaire avec comme conséquence la gestion sous optimale des finances publiques conduisant à la chronicité des déficits publics et à un accroissement de la dette extérieure.

A cet effet, on constate non seulement que le déficit public financé par la dette freine l'épargne étant donné que la grande partie des dépenses publiques est orientée vers les projets d'investissement improductifs dont l'incidence économique est diffus ou quasiment nul. Par la suite les dépenses courantes sont mal reparties entre les différentes fonctions et institutions politique et administratives de la république, ce qui favorise le développement de certains secteurs au détriment des autres et par conséquent, bloque la constitution des capitaux internes dans l'ensemble de l'économie nationale. Dès lors, le stock de la dette extérieure et les déficits budgétaires influence négativement l'épargne en République Démocratique du Congo.

Les résultats obtenus révèlent qu'il y a nécessité de réorienter la politique d'endettement en RDC. Ainsi, les actions à mener par le gouvernement pour accroître l'épargne peuvent prendre plusieurs sens, notamment :

- Améliorer les conditions salariales des agents de l'administration publique en répartissant équitablement les dépenses publiques pour que toutes les classes sociales puissent améliorer leur niveau de vie et de ce fait auront la possibilité d'épargner. L'épargne constituée est un canal indispensable de transmission de la croissance économique du pays.

- Orienter les dépenses publiques vers les dépenses pro-pauvres pour permettre à ces derniers de constituer leur épargne.

- Revoir à la hausse le niveau du taux d'intérêt pour encourager l'épargne privée.

Ces propositions sont loin de constituer une panacée pour le problème d'endettement en RDC du fait de la complexité de la question et de ses implications sociopolitiques. Toutefois, leur mise en application et l'adoption des mesures de suivi réalistes permettront d'assainir le cadre macroéconomique congolais et d'améliorer ipso facto le bien être des ménages congolais.

Nous ne prétendons pas avoir épuisé le débat sur la relation entre l'endettement public et l'épargne. Néanmoins, nous espérons que ce travail bien qu'apportant une contribution à la compréhension de l'économie congolaise pourrait être amélioré. Une étude similaire portant sur la prise en compte de l'ensemble de variables de la dette sur l'épargne nationale serait une piste d'amélioration des résultats de cette étude.

BIBLIOGRAPHIE

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16.NDUNGU, M.A. (2008), les déterminants de la dette extérieure de la République Démocratique du Congo, Université Catholique de Bukavu

ANNEXES

Année	RATIO ENDETTEM EN % PIB	RATIO ENDETT/PIB	DEFICIT BUDG	TAUX EPARGNE EN % PIB	RES
1970	6,995482075	0,06995482	14,10108769	12,15849097	0,405495461
1971	7,199480819	0,07199481	13,21189591	11,99559389	0,479821003
1972	10,82597475	0,10825975	11,30729414	14,12056765	0,548769802
1973	13,18545116	0,13185451	10,45303184	14,28553271	0,635454996
1974	15,93259642	0,15932596	11,74263432	14,24454663	0,723916918
1975	19,8141948	0,19814195	11,62822152	12,69285509	-1,42744563
1976	30,20947876	0,30209479	9,587341332	6,974720702	-5,98566256
1977	29,64933247	0,29649332	9,638891516	12,04906805	3,372594883
1978	29,19751697	0,29197517	9,174648874	15,08182696	2,589487798
1979	30,04069869	0,30040699	9,41095154	15,34713127	2,799495231
1980	33,16405937	0,33164059	8,368283906	10,08313406	-4,00197184
1981	40,61867378	0,40618674	10,0169254	7,499949304	-3,47691995
1982	37,20802589	0,37208026	9,458459618	6,516308158	-2,96969045
1983	48,48640579	0,48486406	7,53112706	8,272112785	1,030569024
1984	67,33470571	0,67334706	6,557775578	10,38786423	2,577250737
1985	85,95894717	0,85958947	7,688962847	14,37892553	5,438941525
1986	88,84462208	0,88844622	7,993717091	13,87834902	1,535859718
1987	114,5750831	1,14575083	9,925065625	11,28301404	-0,99410041
1988	96,64469853	0,96644699	12,73688847	12,10562796	0,5322187
1989	102,5675286	1,02567529	10,07091786	14,9537863	2,731045971
1990	109,74431	1,0974431	11,51092049	9,349272819	-4,12587298
1991	119,308236	1,19308236	13,30740111	1,831113548	-7,36344477
1992	133,7092681	1,33709268	21,73946996	6,053824154	1,269997102
1993	105,2803487	1,05280349	15,42892873	3,981896738	-2,82611801
1994	211,8370988	2,11837099	4,363883607	10,63388204	8,171107453
1995	234,6054855	2,34605486	4,913705652	14,12964704	5,108087783
1996	222,2991546	2,22299155	6,200801268	27,54108781	17,08041932
1997	202,02165	2,0202165	7,8012496	6,26	-16,2399232
1998	214,6663179	2,14666318	8,172052538	1,308403539	-7,54766437
1999	254,8636538	2,54863654	5,961538462	9,038461538	2,616826552
2000	240,8816851	2,40881685	6,655020534	4,26113108	-3,883846
2001	222,0715704	2,2207157	4,66742812	6,184536246	4,964644723
2002	152,9070028	1,52907003	3,675360951	3,99874163	-2,33525823

Sample: 1970 2002
Included observations: 31
Series: RATENDT DBUD EPARGNE
Lags interval: 1 to 1
Data Trend:		None		None	Linear		Linear		Quadratic
----
Rank or		No Intercept		Intercept	Intercept		Intercept		Intercept
No. of CEs		No Trend		No Trend	No Trend		Trend		Trend
				Log Likelihood by Model and Rank
0		-605.3456		-605.3456	-598.6605		-598.6605		-596.3062
1		-587.5145		-584.9582	-579.7727		-579.5352		-577.3288
2		-580.1893		-572.1504	-567.3866		-562.8500		-560.6460
3		-575.0437		-565.8666	-562.5153		-554.9735		-553.5740
4		-572.3905		-561.6637	-560.4179		-550.3311		-549.1041
5		-571.8452		-560.0774	-560.0774		-548.3039		-548.3039
		Akaike Information Criteria by Model and Rank
0		40.66746		40.66746	40.55874		40.55874		40.72943
1		40.16222		40.06182	39.98533		40.03453		40.15024
2		40.33479		39.94519	39.83140		39.66775		39.71910
3		40.64798		40.24946	40.16228		39.86926		39.90800
4		41.12197		40.68798	40.67212		40.27943		40.26478
5		41.73195		41.29532	41.29532		40.85832		40.85832
				Schwarz Criteria by Model and Rank
0		41.82390		41.82390	41.94647		41.94647		42.34845
1		41.78124		41.72709	41.83564		41.93109		42.23184
2		42.41638		42.11930	42.14428		42.07314		42.26327
3		43.19215		42.93240	42.93774		42.78349		42.91474
4		44.12871		43.87976	43.91016		43.70249		43.73410
5		45.20127		44.99593	44.99593		44.79022		44.79022
L.R. Test:		Rank = 1		Rank = 1	Rank = 1		Rank = 1		Rank = 2
Date: 04/19/09 Time: 11:22
Sample: 1970 2002
Included observations: 31
Test assumption: Linear deterministic trend in the data
Series: RATENDT DBUD DEXP SEXP EPARGNE
Lags interval: 1 to 1

	Likelihood		5 Percent			1 Percent		Hypothesized
Eigenvalue	Ratio		Critical Value			Critical Value		No. of CE(s)

0.708843	100.7133		87.31			96.58		None **
0.659200	62.46261		62.99			70.05		At most 1
0.398402	29.09232		42.44			48.45		At most 2
0.258818	13.33921		25.32			30.45		At most 3
0.122596	4.054414		12.25			16.26		At most 4

(*) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level
L.R. test indicates 1 cointegrating equation(s) at 5% significance level

Pairwise Granger Causality Tests
Date: 01/29/09 Time: 14:29
Sample: 1970 2002
Lags: 1

Null Hypothesis:	Obs	F-Statistic	Probability

D(EPARGNE) does not Granger Cause D(RATENDT)	31	2.17076	0.15181
D(RATENDT) does not Granger Cause D(EPARGNE)		2.45054	0.12872
D(EPARGNE) does not Granger Cause D(DBUD)	31	0.06946	0.79405
D(DBUD) does not Granger Cause D(EPARGNE)		1.69876	0.20307
D(EPARGNE) does not Granger Cause D(DEXP)	31	1.60134	0.21614
D(DEXP) does not Granger Cause D(EPARGNE)		0.09313	0.76250
D(EPARGNE) does not Granger Cause D(SEXP)	31	0.28957	0.59475
D(SEXP) does not Granger Cause D(EPARGNE)		0.50292	0.48408
Pairwise Granger Causality Tests
Date: 01/29/09 Time: 14:30
Sample: 1970 2002
Lags: 2

Null Hypothesis:	Obs	F-Statistic	Probability

D(EPARGNE) does not Granger Cause D(RATENDT)	30	0.80717	0.45741
D(RATENDT) does not Granger Cause D(EPARGNE)		6.78712	0.00442
D(EPARGNE) does not Granger Cause D(DBUD)	30	0.32915	0.72261
D(DBUD) does not Granger Cause D(EPARGNE)		3.50443	0.04554
D(EPARGNE) does not Granger Cause D(DEXP)	30	1.23691	0.30744
D(DEXP) does not Granger Cause D(EPARGNE)		3.11500	0.06196
D(EPARGNE) does not Granger Cause D(SEXP)	30	0.07845	0.92477
D(SEXP) does not Granger Cause D(EPARGNE)		1.70608	0.20205

DEFICIT BUDGETAIRE=f(EPARGNE) Dependent Variable: D(LDBUD)Method: Least SquaresDate: 04/20/09 Time: 05:22Sample(adjusted): 1971 2002Included observations: 32 after adjusting endpoints Variable CoefficientStd. Errort-StatisticProb. C 0.2763380.4035380.6847870.0493 D(LEPARGNE) -0.0669880.1360200.4924840.0264 LDBUD(-1) -0.7139470.1466244.8692220.0000 LEPARGNE(-1) 0.0765800.1113410.6877930.0274 RES -0.0167880.015105-1.1113670.2762 R-squared 0.534155 Mean dependent var 2.172272 Adjusted R-squared 0.505141 S.D. dependent var 0.381711 S.E. of regression 0.279161 Akaike info criterion 0.428543 Sum squared resid 2.104129 Schwarz criterion 0.657564 Log likelihood -1.856683 F-statistic 7.739800 Durbin-Watson stat 1.790398 Prob(F-statistic) 0.000273 EPARGNE=f(DEFICIT BUDGETAIRE) Dependent Variable: D(LEPARGNE)
Method: Least Squares
Date: 04/17/09 Time: 06:16
Sample(adjusted): 1974 2002
Included observations: 29 after adjusting endpoints
Convergence achieved after 10 iterations

Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.

C	0.106928	0.507386	0.210744	0.0351
D(LDBUD)	0.132983	0.157562	0.844005	0.0482
LEPARGNE(-1)	-0.436282	0.084361	-5.171635	0.0000
LDBUD(-1)	0.358528	0.184443	1.943844	0.0354
RES	0.100880	0.009147	11.02873	0.0000
AR(1)	-0.523008	0.204171	-2.561623	0.0182
AR(2)	0.437102	0.218755	1.998137	0.0588
AR(3)	0.440415	0.206786	2.129808	0.0552

R-squared	0.862908	Mean dependent var		-0.043906
Adjusted R-squared	0.817210	S.D. dependent var		0.767825
S.E. of regression	0.328275	Akaike info criterion		0.839020
Sum squared resid	2.263054	Schwarz criterion		1.216206
Log likelihood	-4.165797	F-statistic		18.88308
Durbin-Watson stat	1.695481	Prob(F-statistic)		0.000000

Inverted AR Roots	.77	-.65 -.38i	-.65+.38i

* ¹ Ces conditions sont notamment la mise si pieds des programmes d'ajustements structurels tel que définis par le FMI et la banque mondiale, d'assurer la soutenabilité de la dette pour la crédibilité internationale.

* ² Barro approfondie en effet le principe d'équivalence ricardienne énoncé initialement par Ricardo. Il émet l'hypothèse d'anticipation rationnelle « altruiste ». En effet, les ménages bénéficiant d'un allégèment fiscal se voudront prévoyants : plutôt que de consommer plus, ils épargneront ce nouveau revenu disponible de manière à pouvoir faire face, le moment venu, au nouvel impôt sans avoir à réduire leur consommation.

* ³ Hypothèse du revenu permanent : Selon Friedman, la consommation devrait dépendre essentiellement du revenu permanent dans la mesure où les consommateurs ont recours à l'épargne et à l'emprunt pour lisser la consommation en réaction à des variations temporaires de leurs revenus. Les ménages ne doivent pas consommer en fonction du revenu transitoire qui est éphémère mais en fonction du revenu permanent. L'approche ricardienne veut que la partie transitoire du revenu soit épargnée.

Hypothèse du cycle de vie : Pour Modigliani, la plupart de gens cessent de travailler vers un certain âge, et ils s'attendent à voir leurs revenus diminuer à cette époque. Pour préserver leur niveau de consommation, les agents économiques prévoyants doivent épargner. C'est dans cette logique que s'inscrit l'approche ricardienne étant donné qu'elle cherche à maintenir le niveau de consommation des ménages dans l'avenir.

* ⁴ La hausse du taux d'intérêt suscite l'expansion du volume de l'épargne et décourage les investissements

* ⁵On parle ainsi du G7 ; il s'agit des E-U, de la France, de la Grande Brétagne , de l'Allemegne, de l'Italie, du Canada et du Japon

* ⁶ Les pays membres de l'organisation de coopération de développement économique (OCDE) sont : l'Allemagne, l'Autriche, la Belgique, le Canada, le Danemark, l'Espagne, les Etats-Unis, le Finlande, le Grèce, la Hongrie, l'Irlande, l'Italie, le Japon, le Luxembourg, le Mexique, le Norvège, la Nouvelle-Zélande, le Pays-Bas, le Portugal, le Royaume-Uni, la République Tchèque, le Suède, La Suisse et la Turquie.

* ⁷ La Zaïrianisation est un programme dit d' « indépendance économique » qui a consisté à confisquer les entreprises des secteurs commercial, agricole et des services appartenant aux étrangers et les redistribuer à la classe qui avait depuis lors soutenu Mobutu (Lenseclaes, 2005).

* ⁸ C'est un critère qui consiste à retenir comme valeur de p(nombre de retard) celle qui minimise la function d'Akaike qui est donné par :

Ce critère est proche de celui de Schwarz qui consiste à retenir la valeur de p qui minimise la fonction de schwarz donnée par :

* ¹⁰ Le modèle allant de l'épargne au déficit budgétaire est estimé dans le souci de tester la biunivocité de la relation entre ces deux variables.

* ¹¹ Ne connaissant l'ordre de l'autocorrélation des erreurs, nous avons introduit successivement les variables AR(1), AR(2), AR(3) et avons retenu celle dont le coefficient est significatif, soit AR(1)

* ¹² Cette façon de procéder s'inspire de l'article de Joseph, raffinot et Venet sur l'approfondissement financier pour le cas du Cameroun c'est-à-dire estimer d'abord un modèle à correction d'erreurs pour la paire cointégrée et procéder ensuite au test de causalité.

* ¹³ Selon les travaux de cet auteur, le déficit budgétaire agit négativement sur l'épargne et positivement sur la consommation des ménages. La plupart d'auteurs ont soutenu cet argument notamment BUCHANAN (1976), DIAMOND (1965)

* ¹⁴ Pour cet auteur, l'accroissement du déficit entraîne l'expansion de l'épargne en vue du remboursement ultérieur de la dette publique qui sera contractée.