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Développement financier et causalité entre épargne et investissement en zone UEMOA (Union Economique et Monétaire Ouest Africaine )

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par Relwendé SAWADOGO
Université Ouaga II Burkina Faso - DEA/ Master macro économie appliquée 2009
  

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II-2-3- Estimation et test de causalité par pays

On teste maintenant la causalité entre l'investissement intérieur, l'épargne intérieure et le crédit domestique à partir de l'estimation d'un modèle VAR non structurel car dans la plupart des pays les résultats montrent une absence de cointegration.

L'hypothèse nulle est l'absence de causalité. Le test de significativité conjointe des retards de chaque variable est effectué par la statistique ÷2 (test de Wald). Les résultats des tests sont présentés dans le Tableau 8. Le nombre de retard a été déterminé par les critères d'Akaike et Schwartz. Le retard d'ordre 1 a été retenu pour toutes les variables et dans tous les pays. Ensuite, afin de valider les résultats, les différents tests de diagnostic (Test de normalité, d'hétéroscédasticité et d'autocorrélation des erreurs) ont été effectués. Les probabilités de ces

26 Comme le remarque bien Jansen et al. (1996), l'une des prédictions majeures des modèles d'équilibre général intertemporel en économie ouverte est que le solde courant converge vers l'état stationnaire vers une constante. Ainsi, quoique à court terme, des chocs affectant une économie puissant faire diverger l'épargne et l'investissement de leur relation stationnaire, les deux variables la retrouvent certainement à long terme.

tests sont condensées dans le tableau 9. Il ressort que les différents modèles utilisés sont biens définis car les différentes probabilités sont supérieures à 5%. Cependant, si on considère le seuil de 10%, au Mali les hypothèses d'absence de corrélation sérielle de Breusch-Godfrey et d'homoscédasticité des erreurs n'ont pas été rejetées. Ainsi, à 10% le modèle au Mali n'est pas bien spécifié.

Tableau 8 : Résultats du test de causalité de Granger basé sur des VAR.

Pays

Variable causale

 

Variable causée

 

I

S

CR

 

I

-

7,583* (0,005)

1,611 (0,204)

Bénin

S

21,388* (0,000)

 

0,454 (0,503)

 

CR

0,010 (0,919)

0,211 (0,645)

-

 

I

-

0,122 (0,726)

4,232*(0,039)

Burkina Faso

S

0,000 (0,991)

 

8,032*(0,004)

 

CR

1,407 (0,235)

0,785 (0,375)

-

 

I

-

0,315 (0,574)

2,259 (0,132)

Côte d'Ivoire

S

0,219 (0,639)

 

0,151 (0,697)

 

CR

2,472 (0,115)

0,728 (0,393)

-

 

I

-

2,330 (0,126)

0,049(0,823)

Mali

S

0,343 (0,558)

 

0,112 (0,737)

 

CR

15,943* (0,000)

1,565 (0,210)

-

 

I

-

2,559 (0,109 )

0,010 (0,917)

Niger

S

0,016 (0,897)

 

0,160 (0,689)

 

CR

2,153 (0,142)

0,075 (0,783)

-

 

I

-

1,348 (0,245)

0,146 (0,702)

Sénégal

S

5,847* (0,015)

 

0,892 (0,344)

 

CR

3,158 (0,075)

4,845* (0,027)

-

 

I

-

0,071 (0,789

0,441 (0,506)

Togo

S

0,732 (0,392)

 

0,326 (0,567)

 

CR

5,001* (0,025)

2,487 (0,114)

-

Note : Les statistiques reportées sont les Chi-2. Les valeurs entre parenthèses sont les p-values.

(*), Indique le rejet de l'hypothèse nulle de non-causalité au sens de Granger au seuil de significativité de 5%.

Source : Calculs de l'auteur

Tableau 9 : Résultats des tests de diagnostic des modèles utilisés.

Pays

Test de normalitéde Jarque-Bera
(probabilité)

Test
d'Homoscédasticitédes erreurs de White
(probabilité)

Test de corrélation des erreurs
de Breusch-Godfrey
(probabilité)

Bénin

Burkina Faso Côte d'Ivoire Mali

Niger

Sénégal

Togo

0,519 0,690 0,707 0,270 0,699 0,141

0,802

0,171 0,725 0,316 0,079 0,0628 0,278

0,682

0,330 0,330 0,235 0,054 0,255 0,527

0,2315

Source : Calculs de l'auteur

Les résultats laissent apparaitre qu'il n'existe pas de relation de causalité entre l'épargne, l'investissement et le crédit intérieurs en Côte d'Ivoire et au Niger. Au Benin, il y a une causalité bidirectionnelle entre épargne et investissement mais aucune relation n'existe entre ces variables et le crédit intérieur. L'épargne et l'investissement intérieurs causent le crédit intérieur au Burkina Faso mais pas de relation entre l'épargne et l'investissement. Dans ce cas, c'est le volume d'investissement qui stimule la participation des agents sur le marché du crédit, ce qui facilite la création et l'expansion des institutions bancaires. Le crédit domestique est source d'investissement au Mali et au Togo. Quant au Sénégal, la causalité va dans le sens crédit-épargne-investissement.

En résumé, dans la plupart des pays de l'UEMOA (sauf au Bénin et au Sénégal) l'épargne n'est pas vertueuse car ne précède pas l'investissement. Le cas de la Côte d'Ivoire, où on a absence de relation linéaire entre crédit, l'investissement et l'épargne aurait du être attribuée à la crise politique mais cela a été pris en compte par l'introduction de la variable muette qui se révèle non significative. Les résultats viennent confirmer ceux trouvés aussi par Esso et Keho (2010)27 qui, ont montré que dans la zone UEMOA le capital est mobile ; ce qui rend l'investissement indépendant de l'épargne dans la plupart des pays (sauf au Benin, en Côte d'Ivoire et au Niger). En effet, le capital n'étant pas mobile en Côte d'Ivoire (Keho, 2010), ce qui fait que les autres pays n'ont pas profité de l'épargne venant de ce pays malgré sa situation d'instabilité.

Plusieurs éléments peuvent être avancés pour expliquer cette incohérence empirique.

Tout d'abord, la faiblesse du taux d'épargne intérieure dans les pays de l'UEMOA explique peut-être que celle-ci ne puisse pas être le moteur de l'investissement. Par ailleurs, la faiblesse des revenus ne permet pas aux populations d'épargner le surplus de revenus dégagé de la croissance provenant d'une hausse du niveau d'investissement ; ce surplus servant davantage à satisfaire les besoins élémentaires.

Ensuite, la non significativité de l'offre de crédit dans les équations d'investissement et d'épargne dans la zone pourrait s'expliquer par une insuffisance méme du crédit, résultant d'un rationnement du crédit tendant à rendre l'offre inférieure à la demande. En effet, en présence d'un rationnement du crédit (caractéristique du marché bancaire de l'UEMOA), il n'est pas possible de valider les prédictions des modèles théoriques. Cependant, l'hypothèse

27 Ils ont utilisé la méthode de bound test de Pesaran et al (2001) et le test de causalité proposé par Toda et Yamamoto (1995).

d'un rationnement du crédit est difficile à vérifier car il n'existe pas de statistiques disponibles permettant de mesurer l'écart entre le crédit demandé et le crédit accordé.

Enfin, d'autres raisons telles que le faible développement du système financier, le risque important lié à l'activité d'investissement font que l'épargne, méme si elle existe, est plutôt thésaurisée qu'investie. De plus, comme dans une économie ouverte, l'investissement intérieur est financé à la fois par l'épargne domestique et l'épargne étrangère: l'épargne des agents résidents peut aussi être investie à l'étranger. Cela est vrai, en particulier dans le cadre d'une mobilité parfaite du capital. Par conséquent, les résultats illustrent bien que les pays de l'UEMOA (sauf le Benin et le Sénégal) sont extravertis et caractérisés par un degré de mobilité élevé, par ce que l'investissement domestique n'est pas financé par l'épargne domestique mais plutôt par l'épargne étrangère.

Par suite, il est important de souligner aussi que la notion de causalité au sens de Granger, définie habituellement dans le cadre de la modélisation VAR, repose sur une estimation linéaire des relations de causalité entre les variables économiques. Par construction, cette approche ne modélise que des relations linéaires et par conséquent ne permet pas d'appréhender le caractère asymétrique et discontinu des relations entre des variables macroéconomiques. Or, l'absence de causalité pourrait s'expliquer par l'existence d'effets seuil associé à un équilibre multiple en liaison avec le développement du secteur financier. Ces effets seuil introduisent des discontinuités qui ne sont pas appréhendées par les modèles linéaires. Dans ce cas, deux équilibres stables sont envisageables : un « équilibre bas » avec des performances faibles en matière d'investissement et de mobilisation de l'épargne intérieure et un « équilibre haut » avec fort taux d'investissement et d'épargne intérieurs. Entre les deux, il y a un équilibre instable auquel on associe l'effet de seuil du taux d'épargne sur le taux d'investissement. En présence d'effets de seuil, il n'est pas possible également d'exprimer la contribution de l'épargne et du crédit intérieurs à l'investissement par un modèle linéaire qui volontairement ignore cette discontinuité.

Pour terminer, notre seconde hypothèse selon laquelle les sens de causalité entre épargne et investissement sont identiques en zone UEMOA a été rejetée dans le cadre d'un modèle linéaire. Cependant peut-on mettre en évidence l'impact du niveau de développement financier sur la causalité épargne-investissement ?

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