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

IV.2.2. SPÉCIFICATION DU MODÈLE, ESTIMATION ET ANALYSE DES RÉSULTATS

Avant d'analyser les résultats, il convient d'abord de spécifier et d'estimer le modèle.

IV.2.2.1. SPÉCIFICATION DU MODÈLE ET ESTIMATIONS PRÉ ET POST-RÉFORMES

Cette spécification nécessite une présentation générale des variables du modèle avant son expression. Nous avons ainsi récapitulé les variables du modèle dans le tableau 4.1ci-dessous.

Tableau 4.1 : Variable dépendante et variables indépendantes dans la modélisation des

marges d'intérêt bancaires

Mesure de la marge d'intérêt comme variable dépendante
MI = intérêt débiteur- intérêt créditeur
Mesure des variables indépendantes
Les déterminants managériaux
La structure du capital social SCAPITAL = capitaux privés / capitaux propres	La gestion du capital CAPAST= capitaux propres / actif total
La proportion des crédits bancaires PROCRE = total crédit / total actif	Les dépenses d'exploitation RADEP = charges générales / total actif
Les déterminants macro-financiers
L'indice de risque RISQ = total crédits / total dépôts	La taille du secteur bancaire ACTPIB = total actif du secteur bancaire / PIB
L'indice de concentration CR= dépôts des banques considérées / l'ensemble des dépôts du système bancaire	Différentiel des conditions de banques DIFTAU = T DM - TCM
Les déterminants macroéconomiques
La croissance économique LOGPIB = logarithme du PIB réel par tête	L'inflation TAUINF = taux d'inflation
La masse monétaire LOGM2 = logarithme de M2

Source : construction par l'auteur à partir de Demirguç-Kunt et Huizinga, 1999, Tanimoune,

2001 et Mansouri et Afroukh, 2008.

Le modèle à estimer prend la forme suivante :

MI_it = á _0it + á _1it SCAPITAL_it + á _2it CAPAST_it + á _3it DEPCRE_it + á _4it RADEP _it + á _5it RISQ_it + á _6it ACTPIB_it+ á _7it CR_it + á _8it DIFTAU + á _9it LOGPIB_it+ á _10it INF_it + á _11it LOGM2 _it + å_it. (2)

L'horizon temporel demeure inchangé. La période avant les réformes s'étend sur 5 ans. En considérant la trimestrialisation des données, on obtient 20 trimestres par pays considéré soit 120 observations. Ainsi, i va de 1à 6 et t de T_{1, 1990} à T_{4, 1994}. La période après les réformes va de 1995 à 2005 et présente 264 observations. Les données utilisées nous viennent de la BEAC (situation monétaire large 2006) et aussi des différents rapports de la COBAC.

La spécification du modèle nous conduit aux estimations pré et post-réformes.

- Estimation avant les réformes.

En se servant du logiciel STATA dans sa version 9, on estime d'abord le modèle 2 par la méthode des Moindres Carrés Ordinaires (MCO). Cette première estimation présente une bonne spécification du modèle. Les variables explicatives contribuent pleinement à l'explication de la variable expliquée. Ceci à travers le degré d'ajustement R² qui vaut 76,8%. Les marges d'intérêt sont mieux captées grâce aux variables utilisées. Outre ce constat, l'observation du test de Fisher indique que le modèle est globalement significatif jusqu'au seuil de 1% (Prob > F = 0.0000). La spécification du modèle 2 peut conduire aux effets individuels décrivant le comportement des marges d'intérêt bancaires du système bancaire des pays de la CEMAC. D'où la nécessité d'estimer un modèle à effets fixes portant sur l'hypothèse d'hétérogénéité entre les pays. L'effet individuel á_i est considéré sous la forme á_i = á₀+ 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)=1,85 et Prob> F= 0,3866). 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 les marges d'intérêt bancaires. L'effet spécifique déterministe lié à chaque pays n'étant pas retenu, il est judicieux de traiter cet effet comme un effet aléatoire et non déterministe. Ce qui nous conduit à l'estimation du modèle à effets aléatoires.

Pour valider le modèle à effets aléatoires, on teste la corrélation entre les effets individuels et les variables explicatives. L'hypothèse nulle retient l'absence de corrélation entre les effets individuels et les variables explicatives. L'erreur ou résidu ë_it est composé de deux éléments : ç_i et å_it. Le premier représente l'effet individuel et le second représente l'influence des autres variables omises. Le résultat du test donne Prob > chi2= 0,0000 <0,05 d'ou le rejet de l'hypothèse nulle. Il existe alors une corrélation entre les effets individuels et les variables explicatives. Les variables indépendantes choisies sont fortement influencées par la nature du pays. Le choix du meilleur modèle est fondé sur le test de hausman. Comme hypothèse nulle on retient corr (u_-i ; X)=0. Son non rejet conduit à l'acceptation du modèle aléatoire ; la procédure du test impose que Prob>chi2 > 0,05. En définitive, le test de hausman donne une p-value Prob>chi2 = 0.2508 > 0,05. Donc nous retenons le modèle à effets aléatoires comme modèle des différentes estimations du modèle.

Le modèle à effets aléatoires estimé pré-réforme se présente ainsi :

MI_it = 165, 23 - 0,1242^** SCAPITAL_it - 0, 7514 CAPAST_it + 0, 2564^** PROCRE_it - 23, 4521^*

(0,12541) (0,06864) (0,35642) (0,05231) (0,00421)

RADEP_it + 0, 4215^* RISQ_it + 0,0531^* ACTPIB_it + 23,1542^** CR_it + 0,2461^*** DIFTAU +

(0,03421) (0,00762) (0,03362) (0,06548)

0, 1214 LOGPIB_it - 0, 6421^** INF_it + 0, 4251 LOGM2_it + å_it. (3)

(0,36211) (0,04211) (0,17235)

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

Les valeurs entre parenthèses sont les probabilités t de Student. (p>t).

A ce niveau des estimations, des commentaires peuvent déjà être présentés :

D'une part, les marges d'intérêt s'accroissent grâce à l'influence de la proportion des crédits dans l'actif bancaire. Plus les crédits augmentent comparativement à d'autres éléments de l'actif, plus les marges s'améliorent. L'indice de risque et la taille du secteur bancaire augmentent les spread d'intérêt car l'environnement propice au développement des banques se traduit par une amélioration des marges d'intérêt (Tanimoune, 2003 et Mansouri et Afroukh, 2008). 

D'autre part, l'influence négative de la structure du capital (SCAPITAL) et de sa gestion (CAPAST) et des dépenses d'exploitation (RADEP) est vérifiée dans la théorie économique. Ainsi, plus l'Etat intervient dans le capital des banques, plus les marges d'intérêt s'amenuisent preuve que la privatisation des banques serait une mesure souhaitable en vue d'une rentabilité toujours croissante. Ce processus fut entamé par les autorités des six pays de la CEMAC. Il est donc important d'estimer un modèle après les réformes afin de mesurer l'évolution des variables.

Le modèle à effets aléatoires estimé post-réforme s'écrit :

MI_it = 24,1242 + 0,0521^* SCAPITAL_it -1,253142* CAPAST_it + 0,00521^** PROCRE_it + 0,5761

(0,01254) (0,008874) (0,005624) (0,045241) (0,24154)

RADEP _it + 1,0671^** RISQ_it - 1,2516^* ACTPIB_it - 1,2506^* CR_it + 0,3561^* DIFTAU _it - 0, 2314^*

(0,03564) (0,007265) (0,005842) (0,004261) (0,001426)

LOGPIB_it - 0, 2314^* INF_it + 1,2761 LOGM2 _it + å_it. (4)

(0,00412) (0,23512)

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

Les valeurs entre parenthèses sont les probabilités t de Student. (p>t).

Pour ce qui est de cette quatrième estimation, le comportement des résidus indique une relative constance pour tous les pays de la zone comme l'indique l'annexe 4.3 ; preuve de la qualité de l'estimation.

Au regard de cette estimation, plusieurs commentaires peuvent être apportés. Pendant l'implémentation des réformes, certaines variables ont subi quelques modifications.

- La structure du capital (SCAPITAL) influence positivement les marges d'intérêt. Preuve que la privatisation des banques est un atout à l'amélioration des marges bancaires. Ce résultat est identique à celui trouvé par Yao, (2002).

- La proportion des crédits (PROCRE), les dépenses d'exploitation (RADEP), le risque (RISQ) et le différentiel de taux (DIFTAU) améliorent les marges d'intérêt bancaires. Parmi ces variables, seul le coefficient des dépenses d'exploitation ne vérifie pas la théorie économique. Naturellement ils devraient influencer négativement les marges bancaires. Car plus les charges d'exploitation augmentent, plus le différentiel d'intérêt se rétrécit. Les charges viennent réduire les intérêts débiteurs par conséquent réduisent les marges (Mansouri et Afroukh, 2008).

- Cependant, la gestion du capital (CAPAST) très rigoureuse par les dirigeants privés amenuise les marges bancaires. De peur d'une augmentation des risques, ces dirigeants vont réduire les crédits.

- La taille du secteur bancaire (ACTPIB) et la concentration (CR) influencent négativement les marges bancaires. Ceci se justifie par le fait qu'après les réformes, le secteur bancaire de la sous-région CEMAC s'est rétréci (annexe 4.2) et les banques restant en activité contribuent moins au PIB, ce qui augmente moins leurs marges.

- Les variables macroéconomiques en général réduisent les marges bancaires. Une augmentation d'un point de pourcentage du PIB réduit de 23,14 points de pourcentage les marges bancaires. Ce résultat contraste avec la théorie économique (Demirguç-Kunt et Huizinga, 1999, Tanimoune, 2001 et Mansouri et Afroukh, 2008). L'explication de cette situation repose peut-être sur les taux de croissance faibles des pays de la sous-région. La maîtrise de l'inflation a contribué à réduire les marges d'intérêt, preuve qu'un niveau tolérable de taux d'inflation peut contribuer à l'augmentation des marges.

L'implémentation des réformes a agi sur certaines variables spécifiques qui ont influencé les marges d'intérêt. Il convient à présent de faire une synthèse pour mesurer l'impact des réformes financières sur les marges d'intérêt.