2. Vérification de la relation de long terme par
le test de racine unitaire sur les résidus des régressions
linéaires des différentes variables sur les dépenses
publiques.
a) La Balance commerciale et les dépenses
publiques
Tableau 14: Régression de la balance commerciale
sur les dépenses publiques.
Dependent Variable: CYCLE_BAL Method: Least Squares
Date: 08/07/12 Time: 22:29 Sample: 1970 2010
|
Included observations: 41
|
|
|
|
|
Variable
|
Coefficient
|
Std. Error t-Statistic
|
Prob.
|
|
CYCLE_GOUV
|
-0.233463
|
0.038234 -6.106176
|
0.0000
|
|
C
|
2.98E-06
|
9.92E+08 3.01E-15
|
1.0000
|
|
R-squared
|
0.488762
|
Mean dependent var
|
2.06E-05
|
|
Adjusted R-squared
|
0.475653
|
S.D. dependent var
|
8.77E+09
|
|
S.E. of regression
|
6.35E+09
|
Akaike info criterion
|
48.02924
|
|
Sum squared resid
|
1.57E+21
|
Schwarz criterion
|
48.11283
|
|
Log likelihood
|
-982.5995
|
F-statistic
|
37.28538
|
|
Durbin-Watson stat
|
0.517274
|
Prob(F-statistic)
|
0.000000
|
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économétrique de l'efficacité des politiques
budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo
(1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo
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Figure 18: Les résidus du modèle
estimé.
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010
CYCLE_BAL Residuals
Tableau 15: Test de racine unitaire sur les
résidus d'estimation.
Null Hypothesis: CYCLE_BAL_RESIDUALS has a unit root Exogenous:
Constant, Linear Trend
Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic
-3.914997 0.0207
Test critical values: 1% level -4.211868
5% level -3.529758
10% level -3.196411
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(CYCLE_BAL_RESIDUALS) Method: Least
Squares
Date: 08/07/12 Time: 22:35 Sample (adjusted): 1972 2010
Included observations: 39 after adjustments
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
|
CYCLE_BAL_RESIDUALS(-1)
|
-0.406875
|
0.103927
|
-3.914997
|
0.0004
|
|
D(CYCLE_BAL_RESIDUALS(-1))
|
0.583817
|
0.142114
|
4.108088
|
0.0002
|
|
C
|
-4018404.
|
1.26E+09
|
-0.003182
|
0.9975
|
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Page 68 sur 123
|
@TREND(1970)
|
-3697059.
|
53158001 -0.069548
|
0.9449
|
|
R-squared
|
0.403385
|
Mean dependent var
|
-2.44E+08
|
|
Adjusted R-squared
|
0.352247
|
S.D. dependent var
|
4.62E+09
|
|
S.E. of regression
|
3.72E+09
|
Akaike info criterion
|
47.00793
|
|
Sum squared resid
|
4.84E+20
|
Schwarz criterion
|
47.17855
|
|
Log likelihood
|
-912.6546
|
F-statistic
|
7.888113
|
|
Durbin-Watson stat
|
2.141845
|
Prob(F-statistic)
|
0.000378
|
Les résidus de la régression de la série
cyclique de la balance commerciale sur la série cyclique des
dépenses publiques sont stationnaires, ce qui veut dire qu'il y a
effectivement cointégration entre les deux variables.
b) Le Volume des échanges commerciaux et les
dépenses publiques
Tableau 16: Régression du volume des
échanges sur les dépenses publiques.
Dependent Variable: CYCLE_COM Method: Least Squares
Date: 08/08/12 Time: 14:29 Sample: 1970 2010
|
Included observations: 41
|
|
|
|
|
Variable
|
Coefficient
|
Std. Error t-Statistic
|
Prob.
|
|
CYCLE_GOUV
|
0.636751
|
0.091343 6.971024
|
0.0000
|
|
C
|
0.000164
|
2.37E+09 6.92E-14
|
1.0000
|
|
R-squared
|
0.554770
|
Mean dependent var
|
0.000116
|
|
Adjusted R-squared
|
0.543354
|
S.D. dependent var
|
2.25E+10
|
|
S.E. of regression
|
1.52E+10
|
Akaike info criterion
|
49.77103
|
|
Sum squared resid
|
8.98E+21
|
Schwarz criterion
|
49.85462
|
|
Log likelihood
|
-1018.306
|
F-statistic
|
48.59518
|
|
Durbin-Watson stat
|
2.415029
|
Prob(F-statistic)
|
0.000000
|
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économétrique de l'efficacité des politiques
budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo
(1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo
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Figure 19: Les résidus du modèle
estimé.
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010
CYCLE_COM Residuals
Tableau 17: Test de racine unitaire sur les
résidus d'estimation.
Null Hypothesis: CYCLE_COM_RESIDUALS has a unit root Exogenous:
Constant, Linear Trend
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)
|
t-Statistic Prob.*
|
|
Augmented Dickey-Fuller test statistic
|
-7.511456 0.0000
|
|
Test critical values: 1% level
|
-4.205004
|
|
5% level
|
-3.526609
|
|
10% level
|
-3.194611
|
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Augmented Dickey-Fuller Test Equation
Dependent Variable: D(CYCLE_COM_RESIDUALS) Method: Least
Squares
Date: 08/08/12 Time: 14:31 Sample (adjusted): 1971 2010
Included observations: 40 after adjustments
|
Variable
|
Coefficient
|
Std. Error
|
t-Statistic
|
Prob.
|
|
CYCLE_COM_RESIDUALS(-1)
|
-1.209011
|
0.160956
|
-7.511456
|
0.0000
|
|
C
|
-3286660.
|
4.91E+09
|
-0.000669
|
0.9995
|
|
@TREND(1970)
|
-1537205.
|
2.09E+08
|
-0.007366
|
0.9942
|
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budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo
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|
R-squared
|
0.603980
|
Mean dependent var
|
94746739
|
|
Adjusted R-squared
|
0.582574
|
S.D. dependent var
|
2.36E+10
|
|
S.E. of regression
|
1.52E+10
|
Akaike info criterion
|
49.80357
|
|
Sum squared resid
|
8.59E+21
|
Schwarz criterion
|
49.93023
|
|
Log likelihood
|
-993.0713
|
F-statistic
|
28.21487
|
|
Durbin-Watson stat
|
2.031735
|
Prob(F-statistic)
|
0.000000
|
Ainsi donc nous avons constaté des relations de
cointégration entre la balance commerciale et les dépenses
publiques d'une part, et le volume des échanges commerciaux et les
dépenses publiques d'autre part. Par conséquent on estimera le
modèle à correction d'erreur pour ces différents types de
modèle VAR.
1) MATRICE D'EVALUATION
Tableau 18: Matrice d'évaluation pour le
Brésil.
|
LE MODELE MER
|
Variables
|
Paramètres de base
|
Paramètres intermédiaires
|
|
|
Type
|
VarG
|
Var1
|
Var2
|
ipm
|
Var(G)
|
Var(n)
|
|
Effet global de multiplicateur
|
G et Y
|
|
0,49
|
0,53
|
|
1,07
|
0,49
|
0,53
|
|
Effets fondamentaux
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Effet sur la demande
|
G et C
|
Var
|
0,50
|
0,60
|
|
1,18
|
0,50
|
0,60
|
|
Effet sur l'offre
|
G et I
|
Var
|
0,38
|
0,12
|
|
0,32
|
0,38
|
0,12
|
|
Effet global du marché
|
G, C et I
|
Var
|
0,54
|
0,66
|
0,39
|
0,98
|
1,07
|
1,05
|
|
Incitation à la consommation
|
G, Y et C
|
Var
|
0,51
|
0,59
|
0,63
|
1,20
|
1,02
|
1,22
|
|
Effets sur l'industrie (mesure de la productivité
locale)
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Efficacité relative et d'absorption de l'industrie
locale
|
G et NX
|
Ecm
|
-0,06
|
0,18
|
|
-3,00
|
-0,06
|
0,18
|
|
Efficacité relative de la productivité des biens et
services
|
G, C et NX
|
Var
|
0,48
|
0,08
|
0,59
|
0,69
|
0,96
|
0,67
|
|
Réactivité relative de l'industrie locale
|
G, I et NX
|
Var
|
0,34
|
0,01
|
0,08
|
0,11
|
0,68
|
0,07
|
|
Impact des échanges commerciaux
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Effet d'ouverture de l'économie
|
G et COM
|
Ecm
|
0,26
|
0,37
|
|
1,42
|
0,26
|
0,37
|
|
Effet d'ouverture sur le marché local
|
G, I et COM
|
Var
|
0,51
|
0,48
|
0,30
|
0,76
|
1,03
|
0,78
|
|
Mesures globales
|
|
Indice globale du modèle (IGM)
|
IGM
|
1,25
|
|
Valeur globale des coefficients de G
|
V(G)
|
0,63
|
|
Valeur globale des coefficients des autres variables
|
V(n)
|
0,56
|
|
Mesure d'équilibre général du
modèle
|
Se
|
0,95
|
Source : L'auteur à partir des données des
modèles VAR estimés.
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budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo
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2) SYNTHESE DES RESULTATS DES TEST
D'HYPOTHESES
Tableau 19: Résultats des tests
d'hypothèses pour le Brésil.
|
Modèles partiels (Effet
économique)
|
Normalité
|
Autocorrélation
|
Hétéroscédasticité
|
1. Effet global du multiplicateur
|
0,0001
|
0,0000
|
0,0117
|
Effets fondamentaux
|
|
|
|
2. Effet sur la demande
|
0,3626
|
0,0000
|
0,1418
|
3. Effet sur l'offre
|
0,1046
|
0,0026
|
0,0118
|
4. Effet global de marché
|
0,6233
|
0,0000
|
0,0039
|
5. Effet d'incitation à la consommation
|
|
0,4341
|
0,0000
|
0,0000
|
|
|
Effet sur l'industrie locale
|
|
|
|
1. Effet d'absorption de l'industrie locale
|
0,0535
|
0,5563
|
0,1321
|
2. Effet sur la productivité locale
|
0,5275
|
0,0000
|
0,0001
|
3. Effet sur la production locale
|
|
0,0313
|
0,0000
|
0,0000
|
|
|
Effet d'ouverture économique
|
|
|
|
1. Effet global d'ouverture
|
0,0000
|
0,7092
|
0,1808
|
2. Effet d'ouverture sur le marché local
|
|
0,5988
|
0,0000
|
0,0000
|
|
Source : L'auteur à partir des données des
modèles VAR estimés.
3) MATRICE D'EQUILIBRE
Tableau 20: Matrice d'équilibre pour le
Brésil.
|
IGM\Se
|
Se> _1
|
Se< 1
|
|
IGM >_ 1
|
|
Modèle intermédiaire supérieure : (Se
= 0,95 et IGM = 1,25)
|
|
IGM < 1
|
|
|
Source : L'auteur à partir des données des
modèles VAR estimés.
4) INTERPRETATION DES RESULTATS
Observant les résultats, la politique budgétaire
est efficace dans son impact sur l'économie toute entière. Avec
un indice global du modèle> 1, nous pouvons
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économétrique de l'efficacité des politiques
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Page 72 sur 123
conclure que la politique budgétaire du Brésil
est aux effets exogènes, c'est-à-dire qu'elle a plus d'impact sur
l'activité économique que d'autres composantes du revenu ainsi
que le revenu lui-même ont un impact significatif sur les dépenses
publiques.
De l'autre côté, nous observons plusieurs
modèles partiels aux effets exogènes (l'effet global
multiplicateur, l'effet sur la demande, l'incitation à la consommation
et l'effet d'ouverture économique).
De façon singulière, nous avons observé
une valeur plus importante de l'effet d'ouverture économique avec un
indice partiel du modèle de 8,70. Ceci nous permet de constater dans
quelle mesure les échanges commerciaux ont permis au Brésil de
booster son économie.
Pour ce qui est de l'équilibre général du
modèle d'analyse nous avons constaté qu'avec ???? =
0,93,l'économie du Brésil est en processus dans le sens qu'il n'a
pas encore atteint l'optimum, ce qui nous permet d'avoir une matrice
d'équilibre qui nous fixe le Brésil dans un modèle
intermédiaire.
A la faveur du Plan real, Le gouvernement
fédéral est parvenu à concilier deux objectifs a priori
contradictoires : conserver le capital de crédibilité acquis
auprès des investisseurs étrangers, sans, pour autant, perdre le
soutien des élites régionales et locales. En 1993, les
États ont essuyé une grave crise des rentrées fiscales qui
a touché principalement, mais pas uniquement, l'ICMS (- 12 % par rapport
à 1992), principale source de recettes propres. Cette évolution
tranche avec le maintien relatif des recettes de l'Union la même
année (- 5 %). Cet écart peut s'expliquer par l'effet
négatif de l'accélération de l'inflation sur les recettes
des États, moins bien protégées de l'inflation que celles
de l'Union. Dans les pays inflationnistes, le décalage temporel entre la
détermination de l'impôt et sa perception se traduit par une
baisse en termes réels de la valeur des recettes perçues
«effet Oliveira-Tanzi». La moindre vulnérabilité
à l'inflation des recettes de l'Union peut s'expliquer notamment par la
généralisation de la retenue à la source pour
l'impôt sur le revenu des personnes physiques et l'établissement
de délais plus courts dans les procédures de recouvrement.
En favorisant les distorsions et déséquilibres
touchant les finances publiques infranationales, le ralentissement de
l'inflation a réduit le pouvoir de marchandage des acteurs centrifuges
et contraint les États les plus endettés à la
négociation (Lopreato, 2002 ; Vargas, 2006). Avec le ralentissement de
l'inflation, les États et leurs banques, qui finançaient les
déficits, ont fait face à une situation particulièrement
difficile. La stabilisation monétaire a en effet impliqué une
augmentation mécanique des dépenses incompressibles (salaires et
paiement des
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(1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo
Page 73 sur 123
fournisseurs, auparavant dépréciés par le
délai de paiement) qui n'ont pu être compensées par des
coupes ou gels budgétaires.
Enfin, la hausse des taux d'intérêt a
augmenté les charges financières et aggravé le «
problème » de la dette des États. Depuis la mise en place du
Plan real, la part de la dette liquide du secteur public infranational dans le
PIB a doublé (Figure 25) et la dette mobilière des États a
explosé en raison de la capitalisation des intérêts. Les
États du Sud et du Sud-Est, les plus riches et les plus endettés,
ont été les plus affectés. L'exacerbation de la situation
financière et budgétaire des États a ouvert une
fenêtre d'opportunité qui a permis à l'Union, au nom du
risque de crise systémique, de modifier les règles du jeu et
légitimer l'accroissement de la charge fiscale.46
|
|
