Régimes de change et croissance économique: Une étude comparative entre Haà¯ti et la république dominicaine (1970-2004)

4.2 - Présentation des résultats des différentes régressions

Suite à la stationnarisation des séries entrant dans le modèle, elles ont été soumises à l'analyse économétrique. Les sections 4.2.1 et 4.2.2 présentent et analysent les résultats obtenus pour Haïti et la République Dominicaine.

4.2.1 -Cas d'Haïti

· Régression des équations^49(*) 1 et 2

EQ1:D(LY) = -0.009 + 0.036*TCPUB + 0.025*DTINV + 0.548*DTE + 0.026*FIXE

(-0.31) (1.15) (0.85) (1.37) (0.87)

- 0.045*EMBARGO

(-1.27)

R² - ajusté = 0.241 DW = 2.23 Schwarz criterion =-3.145 F-statistic = 2.841

Prob(F-statistic) = 0.037

EQ2 : D(LY) = 0.016 + 0.036*TCPUB + 0.025*DTINV +0.548*DTE - 0.026*FLEX

(1.69) (1.15) (0.85) (1.37) (-0.87)

- 0.045*EMBARGO

(-1.27)

R²-ajusté = 0.241 DW = 2.237 Schwarz criterion =-3.145 F-statistic = 2.840

Prob(F-statistic) = 0.037

Conformément à nos attentes et à l'analyse statistique qui a été faite précédemment, les résultats des deux premières régressions dans lesquelles le taux de croissance du commerce extérieur a été omis, attestent un impact négatif du régime de change flexible et un impact positif du régime de change fixe sur la croissance économique en Haïti au cours de la période sous étude. Cependant, les statistiques de « student » associées à leurs paramètres indiquent que l'effet des arrangements de change sur l'économie est négligeable. De même, les signes des autres variables considérées comme les canaux de transmission de la croissance sont conformes à la théorie. Il en est de même pour la variable « embargo » qui est un Proxy de l'embargo commercial imposé à Haïti de 1991 à 1994. Cependant, du fait de l'absence du commerce extérieur dans cette régression, aucun des coefficients n'est statistiquement significatif au seuil de 10%, 5% et 1%.

Le test d'autocorrelation atteste qu'il n'existe pas de problème d'autocorrélation des erreurs^50(*). Néanmoins, le R²-ajusté étant très faible, nous présumons qu'il existe un biais de spécification, c'est-à-dire qu'une ou plusieurs variables importantes pourraient ne pas figurer dans le modèle. Ainsi, les régressions (3) et (4) tiendront compte de la croissance du volume de commerce extérieur.

· Régression des équations 3 et 4

EQ3: D(LY) = -0.005 - 0.047*TCPUB + 0.000*DTINV+0.100*TCOME+ 0.467*DTE + 0.019*FIXE

(-0.27) (-1.74)* (0.03) (5.27)*** (1.70)* (0.95)

- 0.064*EMBARGO

(-2.58)**

R² -ajusté = 0.764 DW = 1.764 Schwarz criterion = -3.824

F-statistic= 9.648 Prob(F-statistic) = 0.000

EQ4: D(LY) = 0.014 - 0.047*TCPUB + 0.001*DTINV + 0.100*TCOME + 0.467*DTE - 0.019*FLEX (2.08)** (-1.74)* (0.03) (5.27)*** (1.70)* (-0.95)

- 0.063*EMBARGO

(-2.58)**

R² - ajusté = 0.641 DW = 1.764 Schwarz criterion = -3.825 F-statistic = 9.648

Prob(F-statistic) = 0.000

L'introduction du taux de croissance du commerce extérieur améliore considérablement les deux modèles. En effet, le R²-ajusté passe respectivement de 24% à 64% pour le modèle 1 et de 24% à 76% pour le modèle 2, attestant une meilleure spécification des modèles. En plus, les critères de Schwarz passe de -3.14 de -3.82 dans les deux modèles confirmant que les modèles avec le commerce extérieur sont meilleurs. Selon les résultats des estimations 3 et 4, il semble que le régime de change adopté n'a pas un effet significatif sur le comportement de la croissance. Toutefois, le régime de change fixe parait être un meilleur pilote pour la croissance avec un coefficient positif. Il faut cependant, admettre que les résultats ne confirment pas que le régime de change flexible nuit à la prospérité économique. Si le coefficient qui y est associé parait le témoigner, statistiquement cela ne tient pas. Sauf le paramètre associé au taux de croissance de la consommation publique, tous les paramètres sont conformes à la théorie. Le commerce extérieur se révèle un puissant indicateur de l'accroissement du PIB comme le prédit la théorie économique. De même, l'amélioration des termes de l'échange semble favoriser l'essor de l'économie haïtienne au cours de la période sous étude. Tandis que comme dans le cas précédent, mais significativement cette fois-ci, l'embargo a contribué à une baisse de 6. 37% de la croissance. Avec une marge d'erreur de 10%, les résultats témoignent qu'une croissance de 1% de la consommation publique fait baisser la croissance économique de 4.67%. Ce résultat est dû au déficit budgétaire systématique auquel nous avons fait allusion dans notre analyse macroéconomique. La partie des dépenses gouvernementales consacrée à l'investissement étant faible, n'engendre pas d'effet multiplicateur. Ainsi, le taux de croissance qui devrait normalement provenir de la partie des investissements privés évincée par les dépenses du gouvernement n'a pas pu être rattrapée. Ce qui explique à notre sens, la relation négative entre le taux de croissance de la consommation publique courante et celui de l'économie globale.

De façon analogue, nous pouvons comprendre la non significativité statistique du taux d'investissement. Puisque les investissements sont exceptionnellement faibles, leur impact sur la croissance économique ne saurait être significatif. Somme toute, une seconde explication pourrait être retenue pour analyser le signe et la non significativité des paramètres associés à la croissance de la consommation publique et au taux d'investissement. Admettons que les gouvernements et les investisseurs ont dépensé les fonds dans des facteurs de productions. Ces dépenses gouvernementales et les investissements en capital peuvent prendre un certain délai avant d'avoir un impact sur l'économie.

Dans cette perspective, nous avons introduit ces deux variables avec des retards pour saisir leur impact sur la croissance.

· Régression des équations 5.1 et 5.2

EQ5.1: DLY = -0.067 - 0.068*TCPUB + 0.058*TCPUB_-2 + 0.037*DTINV+0.039*DTINV_-2

(-5.49)*** (-2.97)** (3.17)*** (2.39)** (2.65)**

+ 0.119*TCOME + 0.069*FIXE

(6.48)*** (5.53)***

R²-ajusté = 0.702 DW = 2.046 Schwarz criterion = -3.967 F-statistic = 11.619

Prob(F-statistic) = 0.000

EQ5.2: DLY = -0.067*TCPUB + 0.060*TCPUB_-2 + 0.037*DTINV + 0.039*DTINV_-2

(-3.02)*** (3.56)*** (2.46)** (2.71)**

+ 0.121*TCOME - 0.067*FLEX

(6.80)*** (-5.84)***

R²-ajusté = 0.714 Schwarz criterion = -4.080

Durbin-Watson stat = 2.044

Apres avoir éliminé les variables dont les paramètres sont statistiquement nuls et en retardant le taux de croissance de la consommation publique et le taux d'investissement retardé de deux périodes, nous avons obtenu les régressions 5.1 et 5.2. Ces changements font apparaître, en présence du commerce extérieur, une amélioration des modèles sur tous les points de vue. La statistique de Fisher (F = 11.44 avec une probabilité inférieure à 5% pour le modèle 5.1) confirme qu'il est globalement significatif. Les R²-ajustés oscillant autour de 70% et les critères de Schwarz renforcent ce résultat. Ainsi, lorsque les variables TCPUB_-2 et DTINV_-2 sont intégrées dans les modèles, la deuxième hypothèse, supposant que le change fixe est plus favorable à la croissance économique que le change flexible, se vérifie pour l'économie haïtienne. De même, le raisonnement que nous avons fait sur le signe et la non significativité des paramètres associés aux dépenses gouvernementales et aux investissements se vérifie par ces résultats. En effet, il semble que les dépenses gouvernementales affectent positivement et significativement la croissance du PIB après une période de deux ans. Alors que les investissements courants font augmenter le PIB de façon significative, mais plus significativement après deux ans.

D'un autre côté, que ce soit en régime de change fixe ou flexible, le commerce extérieur se révèle un excellent indicateur de prospérité économique en Haïti entre 1970 et 2004. Ce résultat est conforme à la théorie économique et aux résultats obtenus par Rizzo dans son étude sur l'Amérique Latine, la Méditerranée et l'Asie du Sud-est.

Pour répondre à la question posée dans la problématique, à savoir : la nature du régime de change, a-t-elle effectivement affecté le comportement et l'évolution de la croissance économique en Haïti pendant la période 1970 à 2004 ? , nous répondrons en nous appuyant sur les régressions 5.1 et 5.2, par l'affirmative. Dans notre cas, le régime de change fixe a davantage favorisé la croissance. Ce résultat est conforme à la théorie développée par Henderson (1979) puisque nous pouvons considérer le changement de régime de change comme l'un des chocs les plus importants qu'a connu l'économie haïtienne. D'autant plus que tous les autres chocs, tels la chute du prix du café en 1982 et l'embargo commercial en 1991 ont eu un impact direct sur le taux de change.

Les résultats prouvent que les modèles 5.1 et 5.2 permettent, en comparaison avec les précédents, de mieux saisir les déterminants de la croissance économique en Haïti entre 1970 et 2004.

Par souci de comparaison les mêmes démarches vont être effectuées dans le cas de la République Dominicaine.

* ⁴⁹ ( ... ) = t-student ; * = significatif à 90% ; ** = significatif à 95% ; *** = significatif à 99% et aucun astérix signifie que le paramètre est nulle.

* ⁵⁰ Voir les résultats des tests d'autocorrélation (Corrélogramme des résidus) du tableau 34 au tableau 42 en annexe.