Memoire Online - Réformes financières et rentabilité du système bancaire des pays de la CEMAC

Comme précisé ci-dessus, deux périodes constituent l'horizon temporel : une avant la mise en oeuvre des réformes (1990-1994) et l'autre après (1995-2005). Au regard du nombre d'années assez réduit, il était opportun d'obtenir les données trimestrielles, ce qui a considérablement augmenté le nombre d'observations et permis une bonne estimation. Il est judicieux de noter que le prolongement de l'étude en 2005 est un apport considérable. Car, les derniers travaux sur le thème effectués par Nembot et Ningaye (2007) se sont limités en 2000. Nous vérifierons aussi si leurs résultats sont restés immuables. A côté de cet aspect, l'ajout des variables macroéconomiques demeure aussi un point non négligeable de l'étude. En introduisant le PIB réel par tête, le taux d'inflation et la masse monétaire, l'étude veut capter leur influence sur la rentabilité des actifs au cours de la période.

La première estimation plus détaillée considère la période pré-réforme (1990-1994). La deuxième se consacrera à la période post-réforme.

Ainsi, le modèle (1) est d'abord estimé suivant l'hypothèse de l'uniformité de comportement dans le temps et parmi les pays. Cela revient à supposer que les coefficients du modèle sont invariants dans le temps et sont identiques entre les pays. On estime le modèle par la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO). En faisant l'hypothèse que l'erreur est identique et suit la loi normale N (0, ó). Les résultats des différentes estimations de la période pré-réforme (Annexes 3.2) à l'aide du logiciel STATA dans sa version 9, sont assez proches. Le test de Fisher indique que le modèle est globalement significatif jusqu'au seuil de 1% (Prob > F = 0.0000). La qualité de l'ajustement est bonne puisque le modèle explique 46,08% de la variance totale (R²= 0,4608). La spécification du modèle ci-dessus implique que des effets individuels décrivant la rentabilité des systèmes bancaires des pays de la CEMAC peuvent être retenus. Il convient alors d'estimer un modèle à effets fixes de manière à étudier l'hétérogénéité entre les pays. La préoccupation à ce niveau est celle de savoir si les effets propres aux pays sont significativement différents. En d'autres termes, l'hypothèse d'hétérogénéité entre pays pour ce qui est du taux de rentabilité des actifs est-elle validée ? Pour vérifier cette hypothèse, on effectue le test de Fisher construit de la manière suivante : sous l'hypothèse d'homogénéité des pays (Ho : â1=â2=...=â10), le modèle estimé correspond au modèle à effets communs tandis que sous l'hypothèse de présence d'hétérogénéité (H1 : ? i, ? j âi?âj), le modèle estimé est le modèle à effets individuels. Le logiciel STATA procède directement à la mise en oeuvre du test de Fisher lors de l'estimation du modèle à effets fixes. L'effet individuel âi est considéré sous la forme â_i= â₀+ u_-i; le test de l'homogénéité des pays revient donc à poser comme hypothèse nulle que tous les u_-i sont nuls. La lecture du test de Fisher donné ci-dessus conduit à accepter l'hypothèse que tous les u_-i sont nuls (F (5,104)=1,03 et Prob> F= 0,4066). Il semble donc qu'il n'existe pas entre les 6 pays de la CEMAC des effets individuels propres à chaque pays et qui expliquent son taux de rentabilité bancaire.

Puisque l'effet spécifique déterministe symbolisé par des valeurs constantes propres à chaque pays n'est pas avéré, il pourrait paraître plus naturel de traiter cet effet comme un effet aléatoire et non déterministe.

Pour introduire dans l'analyse l'effet spécifique comme un effet aléatoire, on considère que l'erreur ou résidu u_it est composé de deux éléments : á_i et å_it; le premier représente l'effet individuel, rendant compte de l'influence sur le taux de rentabilité des variables non prises en compte, dès lors que celles-ci sont stables dans le temps ; le second représente l'influence des autres variables omises variant aussi dans le temps d'un pays à l'autre. On teste la corrélation entre les á_i et les variables explicatives. Le résultat du test donne Prob > chi2= 0,0000 <0,05 d'où le rejet de l'hypothèse nulle. Ce qui implique une corrélation entre les effets individuels et les variables explicatives. Le test de hausman indique de choisir le modèle à effets aléatoires comme modèle des différentes estimations car sa p-value Prob>chi2 = 0.8822 > 0,05. Ainsi, le tableau 3.1 donne les résultats de l'estimation du modèle à effets aléatoires.

roa	coef	Std.Err	Z	P>z	(95% Conf. Interval)
scapital capast procre radep risq cr actpib logpib inf log_m2 cons	-0,2380691 -22,22829 -115,9846 -60,46856 21,06146 -54,22981 -35,66707 6,686616 -3,840062 -5,36804* 148,4328	0,29918 20,6962 28,9781 30,7547 10,5203 24,5321 14,0715 3,29096 1,60027 2,77046 88,3992	-0,80 -1,07 -4,00 -1,97 -2,00 -2,21 -2,53 2,03 -2,40 -1,94 1,8	0,426 0,283 0,012 0,049 0,045 0,027 0,011 0,042 0,016 0,053 0,093	-0,8244512 0,3483131 -62,79207 18,33549 -172,7807 '-59,18846 -120,7467 -0,1903741 -41,68083 -0,4420927 -102,3118 -6,147849 -63,24672 -8,0887423 0,2364584 13,13677 -6,976537 -0,7035875 -10,79802 -0'061911 -24,82632 0,0619711
sigma_u sigma_e rho	0 27,39809 0	(fraction of variance due to u_-i)
* : Significativité à 1% ; : Significativité à 5% ; * : Significativité à 10%

Les analyses et les commentaires de ces résultats se feront de façon groupée après avoir estimé le modèle après les réformes qui adoptent la même procédure et dont les résultats sont contenus dans le tableau 3.2 suivant.

roa	coef	Std.Err	z	P>z	(95% Conf. Interval)
scapital capast procre radep risq cr actpib logpib inf log_m2 cons	1,847205* -38,94031*** -52,30694* -12,81005** 3,490551* 50,37204 -1312158*** -23,2738* -2,749548** -1,694293 626,2015	0,39437 20,3081 13,4031 5,15527 3,05811 44,6784 7,88941 7,03556 1,07585 1,87837 168,349	4,68 -1,92 -3,90 -2,48 -1,14 1,13 -1,66 -3,31 -2,56 -0,90 3,72	0,000 0,055 0,000 0,013 0,005 0,260 0,096 0,001 0,011 0,367 0,000	1,07425 2,62016 -78,74338 0,8627597 -78,57656 -26,03732 -22,91419 -2,705917 -9,484338 -2,503235 -37,19605 137,9401 -28,58453 2,341379 -37,06324 -9,48436 -4,858178 -0,6409184 -5,375833 1,987247 296,2431 956,1599
sigma_u	0
sigma_e	51,20272
rho	0	(fraction of variance due to u_-i)
* : Significativité à 1% ; : Significativité à 5% ; * : Significativité à 10%

Pour mieux analyser les résultats, il est nécessaire de regrouper les estimations dans un tableau de synthèse.

roa

1990-1994

1995-2005

Observations

scapital

capast

procre

radep

risq

actpib

logpib

inf

log_m2

cons

-0,2380691

-22,22829

-115,9846**

-60,46856**

21,06146**

-54,22981**

-35,66707**

6,686616**

-3,840062***

-5,368024

148,4328

1,847205*

-38,94031***

52,30694*

-12,81005**

3,490551*

50,37204***

-13,12158

-23,2738*

-2,749548*

-1,694293

626,2015

accroissement >200%

diminution de 75,18%

accroissement de 54,90%

accroissement de 78,81%

diminution de 83,42%

accroissement de 78,81%

accroissement de 192,88%

diminution >100%

accroissement de 28,39%

accroissement de 68,43%

* : Significativité à 1% ; ** : Significativité à 5% ; *** : Significativité à 10%

Ce tableau appelle deux commentaires : un sur l'aspect général et l'autre sur la variation des déterminants.

- Le constat global qui se dégage de nos résultats soulève une influence positive des réformes financières sur la rentabilité des actifs du système bancaire des pays de la CEMAC.

En effet, le taux de rentabilité moyen de l'ensemble des 6 pays est passé de 26,7% à 70,8% entre les deux périodes. L'explication donnée à ce constat est fondée sur le respect des normes prudentielles en vigueur. Celles-ci soutiennent l'augmentation des fonds propres, la maîtrise du risque bancaire, la solvabilité et la liquidité des banques. Pour affiner l'analyse, nous procédons à une étude théorique et empirique des déterminants pris de façon individuelle.

- Le comportement spécifique des variables au cours des deux périodes s'appuie sur la théorie économique. Ainsi :

- la structure du capital (scaptal) réduisait la rentabilité avant les réformes. Car l'Etat avait des parts importantes dans le capital des banques, ce qui empêchait une réelle estimation des fonds des banques et aboutissait à des décisions moins profitables pour les banques. Les mutations de cette structure liées au processus de privatisation des banques ont accru les capitaux privés et influencé positivement la rentabilité. Ce qui confirme le résultat de Nembot et Ningaye (2007) ;

- la gestion du capital (capast) quant à elle réduit la rentabilité des actifs. Ce résultat contraste avec celui Tanimoune (2001). L'explication possible est liée à la diminution des crédits de long terme et au mauvais climat des affaires qui a considérablement réduit l'actif bancaire ;

- la proportion des crédits bancaires dans l'actif (procre) a nettement augmenté mais est restée négative ; preuve que les banques de la sous-région ont réduit le crédit d'où le phénomène de rationnement de crédit constaté dans la zone. Ce qui se traduit par une diminution de la rentabilité des actifs. L'observation corrobore avec la théorie car Mansouri et Afroukh (2008) trouvent le même résultat : plus le volume des crédits augmente plus la rentabilité des actifs croît ;

- le ratio des dépenses d'exploitation (radep). Son accroissement marque la multiplicité des charges supportées par les banquiers de la sous-région celle-ci réduit la rentabilité recherchée. cet accroissement se justifie aussi à travers les montants élevés des dépôts qui doivent être rémunérés ;

- la diminution du risque bancaire (risq) demeure l'un des points positifs de la réforme. Cette réduction démontre un accroissement rapide et poussé des dépôts face aux crédits. Néanmoins, le caractère positif et significatif de cette variable indique que le risque influence positivement la rentabilité des actifs. Ce résultat reste le même que celui de Nembot et Ningaye (2007). Ainsi, plus les banques prennent de risque plus elles sont rentables. En zone CEMAC, cette diminution se justifie par le fait de la création de la COBAC et surtout la crainte des faillites bancaires ;

- le signe de l'indice de concentration est négatif avant les réformes et significatif au seuil de confiance de 10%. Cela implique que le monopole de grandes banques constituait une entrave à la rentabilité bancaire dans la zone CEMAC. Son accroissement et son caractère positif montrent que la concurrence dans le secteur bancaire s'est accrue et marque positivement la rentabilité des actifs (Mansouri et Afroukh 2008) ;

- la taille du secteur bancaire (actpib) : son accroissement et sa non significativité contrastent avec la théorie économique. On s'attendrait à ce que plus cette taille s'accroît, plus elle contribue à la rentabilité des actifs (Tanimoune 2001). En zone CEMAC, le secteur bancaire ne soutient véritablement pas la croissance des pays de la zone. Ce qui semblerait expliquer leur niveau relativement bas de taux de croissance ;

- la croissance économique (logpib) soutenait positivement à la rentabilité des actifs avant les réformes. Cependant, cette situation s'est inversée dans la période post-réforme. Ce qui s'explique par le fait qu'en zone CEMAC la grande majorité de la population n'ayant pas accès aux services bancaires, leur exclusion pourrait réduire la profitabilité;

- quant au taux d'inflation (INF), son coefficient est significatif et présente un signe négatif dans l'estimation de la profitabilité. La maîtrise de l'évolution du niveau général des prix semble avoir eu un impact négatif sur le rendement des banques et des établissements financiers des pays de la zone (Mansouri et Afroukh, 2008) ;

- la masse monétaire (logm2) marque une nette évolution dans la profitabilité des banques des pays de la CEMAC. Mais son caractère négatif traduit sa maîtrise tant recherchée par les autorités monétaires qui instituèrent la programmation monétaire.

En résumé, chaque variable explique à travers son résultat sa contribution ou non à la profitabilité des banques avant et après les réformes.

Après avoir étudié de façon générale l'influence des réformes financières sur la stabilité du système bancaire des pays de la CEMAC, il était opportun de se pencher sur un point particulier de cette stabilité : la rentabilité des actifs. Ce qui fut l'objet de ce chapitre. En première analyse, un aperçu théorique a été présenté qui s'est appuyé sur les fondements théoriques de la rentabilité des actifs et quelques résultats existants dans la littérature. Le deuxième volet de la réflexion s'est orienté vers la validation empirique de la deuxième hypothèse : les réformes financières améliorent la rentabilité des actifs des banques des pays de la CEMAC. Il s'est agit dans un premier temps de présenter les principales approches empiriques (les modèles) et dans un second d'estimer et d'analyser les résultats.

Ainsi, il ressort des estimations pré et post réforme (approche dynamique), que la rentabilité des actifs a connu une nette amélioration. Celle-ci est la conséquence de l'application des mesures macroéconomiques et surtout macro financières adoptées dans la zone. Mais ce résultat général peut être nuancé au regard du comportement particulier de certaines variables. Outre la rentabilité des actifs, la théorie de la firme bancaire retient comme autre mesure de la rentabilité bancaire, les marges d'intérêt qui déterminent les rendements obtenus de l'intermédiation financière. Il importe à présent d'étudier l'influence des réformes financières sur les marges d'intérêt.

Réformes financières et rentabilité du système bancaire des pays de la CEMAC

III.2.2.2. RÉSULTATS PRÉ ET POST-RÉFORMES ET LES COMMENTAIRES