Memoire Online - Financement de l'investissement public par emprunt

Directeur de mémoire :
Monsieur Albert ONDO OSSA, Professeur titulaire à l'Université
OMAR BONGO

Monsieur Symphorien ENGONE MVE, Professeur agrégé, à l'Université
OMAR BONGO
Monsieur Jean Louis NKOULOU NKOULOU, Docteur, à l'Université
OMAR BONGO
Monsieur Médard MENGUE BIDZO, Docteur, à l'Université OMAR BONGO

l'épargne intérieure et les sources réduites de l'assiette fiscale expliquent, depuis le milieu des années quatre vingt, le recours à l'emprunt public et privé pour financer l'investissement public (GIAVAZZI, 2003 ; CHAMBAS, 2005).

En effet, l'emprunt est une opération par laquelle une personne juridique se procure une somme d'argent contre le versement d'un intérét (ECHAUDEMAISON, 2004). L'investissement public en revanche, est l'ensemble des dépenses engagées par l'Etat et les collectivités locales en équipement collectif, ce qu'on appelle aussi les infrastructures publiques (BOURGUIGNON, 2007).

Par ailleurs, l'effet distorsif de l'impôt sur l'activité économique à un certain seuil, notamment le risque d'émergence de l'économie souterraine et le risque de produire des effets opposés à ceux recherchés en matière des recettes fiscales (CHAMBAS, 2005), a remis au goût du jour le financement de l'investissement public par emprunt.

A cet effet, les travaux qui ont cherché à évaluer l'impact de la dette sur l'investissement public indiquent que cette dernière est neutre (BARRO, 1974) ou que son introduction n'est pas désirable en raison de l'éviction du capital physique qu'elle induit (BERNHEIM, 1989).

Théoriquement, le débat a porté essentiellement sur l'effet de l'emprunt sur l'investissement public. En effet, les analyses qui se sont intéressées au lien entre investissement public et emprunt mettent en évidence deux axes : la neutralité de la dette et la non neutralité de la dette.

Le premier axe appelé, neutralité de la dette ou équivalence ricardienne, combine les thèmes d'éviction et les anticipations rationnelles et postule que la dette publique sous forme des titres d'emprunts ou de

réduction d'impôt n'accroît pas la richesse nette¹ car les agents ne sont pas victimes d'illusion fiscale². Il en résulte que cette politique suivie par le gouvernement n'aura aucun effet stimulant sur l'économie ; les effets à long terme sont équivalents. (BARRO 1974 ; SEATER, 1993 ; OSBERG, 2004, MONNIER et TINEL 2006 LAMBRECHT, 2005 ; AGENOR, 2007 .

Selon les tenants de ce courant de pensée, l'emprunt est à proscrire, parce qu'il permet à l'État de dépenser plus que ce qui lui est nécessaire pour assurer sa fonction (NOVARESI, 2001). La gestion du budget public est assimilée à celle d'un ménage privé. On ne doit dépenser que ce que l'on a, de peur de tomber en faillite.

Les arguments en faveur de la discipline budgétaire émanent essentiellement de l'école classique. Ainsi, l'impôt est préférable à l'emprunt pour financer l'investissement public pour deux raisons : l'illusion fiscale d'une part, et le fait que l'emprunt constitue un fardeau pour les générations futures (AJAYI et OSEI, 2000; COHEN, 2003), d'autre part.

En effet, l'Etat dispose de plusieurs instruments pour financer ses services collectifs : les impôts et les taxes, l'emprunt et la création monétaire. L'emprunt implique un transfert du secteur privé vers le secteur public. Un tel transfert est implicite, car décalé dans le temps et non précisé. Les citoyens sont alors victimes de l'illusion fiscale, car la charge financière de l'emprunt est supportée par les générations futures (TOLLISON et WAGNER, 1987).

Ainsi, l'emprunt crée une rupture temporelle dans la relation entre les générations présentes et les générations futures. Il y a également rupture du lien entre une dépense et son financement, ce qui induit une illusion fiscale, car les générations actuelles ne ressentent pas le poids du financement. Par

1 Revenu disponible plus la valeur actualisée des actifs mobiliers, immobiliers et monétaires.

2 Les agents accroissent leur épargne actuellement en prévision des alourdissements futurs des impôts.

2 Les agents accroissent leur épargne actuellement en prévision des alourdissements futurs des

3 Les individus en réalité peuvent être rationnés sur les marchés financiers et des titres et ne peuvent impôts.

ailleurs, l'emprunt public a un effet d'éviction sur le secteur privé (RAFFINOT et IDLEMOUDEN, 2005). L'emprunt public provoque une diminution des fonds disponibles pour les agents privés, une hausse des taux d'intérêt due à l'augmentation de la demande de crédit et une baisse de l'investissement privé et la production (DESBONET et SUMUDU, 2007).

BUCHANAN (1958), en raisonnant en termes de pertes d'utilité individuelle, montre que les générations futures supportent la charge de la dette, leur revenu réel diminue, et elles doivent payer les intérêts et les amortissements, sans pour autant bénéficier des retombées de la dépense en question pour compenser le sacrifice consenti. Ce qui permet d'envisager deux situations :

L'hypothèse de l'équivalence ricardienne, reprise par BARRO (1974), montre que l'impôt est seulement différé en cas d'emprunt et devra être payé

par les générations futures. Et parce que le contribuable anticipe rationnellement ses engagements futurs, l'emprunt est neutre et donc équivalent à l'impôt (NOVARESI, 2001).

Quant à la non neutralité de la dette qui constitue le second axe, du fait de la progressivité des impôts, les agents essaient de travailler et de consommer davantage aujourd'hui que dans la période future, car ils anticipent pour la période avenir une fiscalité lourde. L'effet de revenu l'emporte sur l'effet de substitution puisque les individus ont une aversion pour l'impôt, donc l'emprunt encourage l'activité de sorte qu'il ne peut y avoir équivalence.

De même, en intégrant les contraintes de liquidité³ et l'incertitude, il est préférable de procéder au financement de l'investissement public par emprunt au regard des contraintes de liquidité, car ces contraintes allégées atténuent l'environnement d'incertitude des agents. Au total, bien que les agents soient ricardiens⁴, leurs propensions à consommer sont keynésiennes (BUCHANAN, 1986 ; SOLOW, FITOUSSI et Le CACHEUX, 2002; CREEL, BLANCHARD et GIAVAZZI, 2003 ; VILLIEU et MINEA, 2008).

Des nombreux auteurs (HARROD et DOMAR, 1944 ; AVRAMOMIC, 1964 ; TOUNA MAMA, 1998 ; DASEKING, 2002 ; NORTHOVER, 2003), dans leurs analyses retiennent que l'emprunt peut aider les pays à accélérer leur croissance en finançant des investissements productifs et peut ainsi atténuer les effets de perturbations économiques. Mais si l'Etat accumule des dettes dont il ne peut pas assurer le service, une crise de la dette peut éclater, et ses coûts économiques et sociaux peuvent être élevés (DASEKING, 2002).

3 Les individus en réalité peuvent être rationnés sur les marchés financiers et des titres et ne peuvent emprunter au tant qu'ils souhaitent.

charges à venir sur les générations futures, lorsque celles-ci profiteront des effets des investissements publics réalisés. Un certain niveau d'endettement est donc légitime. Pourtant il n'est pas sans danger car la dette peut devenir incontrôlable, dans la mesure où les charges de remboursement creusent le

déficit public qui, à son tour, risque d'être financé par un nouvel emprunt ^siles recettes publiques ne peuvent connaître une croissance suffisamment

DITTUS (1989) met l'accent sur la pression fiscale, parce qu'il souligne qu'en Afrique, beaucoup plus qu'ailleurs, l'Etat est amené à emprunter pour réaliser des infrastructures économiques et sociales qui peuvent avoir une rentabilité sociale élevée, mais ne génèrent pas des recettes publiques en tant que telles.

Pour ces auteurs, le recours à l'emprunt pourrait procurer des ressources pour financer les dépenses publiques productives (comme les infrastructures) permettant d'élever le sentier de la croissance de l'économie.

De ce fait, MODIGLIANI et al, (1998) ; CREEL, FITOUSSI et LE CACHEUX, (2002) ; CREEL, BLANCHARD et GIAVAZZI, (2004) pensent que dans un contexte ou les dépenses non productives (en particulier salariales) de l'Etat sont difficiles à réduire et les impôts difficiles à augmenter, l'ajustement budgétaire peut se faire au détriment des dépenses d'infrastructure, pourtant essentielles. Ainsi, l'adoption d'une « règle d'or » des finances publiques, permettant aux gouvernements de recourir à l'emprunt à la seule condition que cet emprunt soit consacré entièrement à des dépenses d'investissement (VILLIEU et MINEA, 2008).

Cette proposition rejoint des travaux plus anciens sur la séparation entre solde budgétaire courant et solde en capital (MUSGRAVE, 1939). Par extension, des nombreux auteurs parmi lesquels CREEL, LATREILLE et LE

CACHEUX (2002), BLANCHARD, GIAVAZZI (2003) ou FITOUSSI, (2003), préconisent de faire sortir les dépenses d'investissement public de la cible de déficit structurel, rejoignant la thèse défendue notamment par (EISNER, 1996 ; MODIGLIANI, 1998 ; BUITER, 2001) d'un financement par endettement des dépenses publiques productives.

L'idée de financer les dépenses publiques d'investissement par emprunt peut à première vue sembler attirante dans la mesure où les dépenses influencent positivement le sentier de la croissance potentielle de l'économie (comme c'est en particulier le cas dans une perspective de croissance « endogène » à la BARRO, 1990). Par ailleurs, en réponse à un ralentissement conjoncturel, les dépenses productives sont plus faciles à comprimer que les dépenses non productives, telles que les dépenses en salaires ou les transferts, au risque de peser sur la croissance. Dés lors, il semble qu'un plafond imposé sur le déficit public courant aura inévitablement un biais structurellement dépressif sur la croissance (CREEL et al, 2002) et, d'après ses prometteurs, la règle d'or pourrait permettre aux gouvernements de mener des politiques plus favorables à la croissance. L'endettement utilisé à des fins d'investissement public pourrait alors paraître « vertueux » dans la mesure où il encourage la croissance future.

EISNER (1996) défend ainsi l'idée que s'abstenir de dépenser aujourd'hui pourrait méme être néfaste pour la génération future. Utilisé dans une conjoncture déprimée, l'endettement pourrait ainsi procurer un double dividende en stimulant l'activité présente et en élevant le sentier de croissance potentielle. La «règle d'or des finances publiques » est aujourd'hui considérée désormais comme moyen efficace de financer l'investissement public (OSBORN et KELLERMAN, 2007).

Les partisans de la « règle d'or » défendent le financement par emprunt des investissements publics en considérant que ces investissements peuvent avoir un rendement social important, dépassant leur coût pour le budget de l'Etat. Mais cette proposition est trompeuse, puisque le gouvernement ne

peut pas s'approprier le rendement social des investissements publics, mais seulement leur coût. Si les gouvernements ne peuvent pas rembourser leur dette en contractant des nouveaux emprunts à des taux croissants (interdiction des jeux de Ponzi), le taux de croissance de la dette ne pourra jamais dépasser leur coüt de financement (le taux d'intérêt réel) à long terme. La règle d'or est généralement préconisée dans des situations ou il n'y a pas de possibilités de faire augmenter le taux d'imposition (PAVAGEAU, 2010).

A première vue, émettre de la dette peut paraître une bonne prescription pour éviter que les cibles budgétaires ne puissent évincer l'investissement public. La règle d'or devient intéressante lorsque l'endettement présent ne constitue pas une charge pour les générations futures et si ces dernières tirent parti d'un supplément de croissance induit des investissements présents. Cependant, l'examen de ces proposions doit se faire avec beaucoup de délicatesse.

L'intérêt de la règle d'or ne peut alors être que celui d'accroître les dépenses d'investissement dès aujourd'hui, alors que la génération présente n'est pas préte à les financer. Il s'agit donc d'une manière de contraindre les générations futures à réaliser l'ajustement que la génération présente ne veut ou peut pas faire aujourd'hui, en supposant qu'elles trouveront demain la recette que nous n'avons pas trouvée aujourd'hui pour financer les dépenses publiques productives, alors même que leur situation d'endettement sera dégradée par rapport à celle de la génération présente (VILLIEU et MINEA, 2010).

Cette proposition n'est pas surprenante dans la mesure où, qu'il s'agisse des dépenses productives ou improductives, tout accroissement de la dette soulève un problème inter-temporel car, sauf à se lancer dans une politique organisée d'insolvabilité, il faudra dans le futur rembourser la charge de la dette autrement que par nouvel endettement. La règle d'or peut être utile pour régler un problème conjoncturel, en évitant une restriction

pro cyclique de l'investissement public lors d'un ralentissement de l'activité. La règle d'or a donc un coût en croissance et/ou en bien-être pour les générations futures, de sorte qu'elle représente un enjeu d'équité intergénérationnelle. En termes de bien-être, financer l'investissement public par emprunt peut déprécier suffisamment le bien-être des générations futures (taux d'actualisation élevé). La règle d'or peut méme être équitable sur le plan intergénérationnel, puisqu'il n'est pas forcement juste de faire payer intégralement aux générations présentes les infrastructures qui serviront aux générations de demain. Mais ne laissons pas penser que les générations futures n'auront pas à payer ces équipements⁵ (VILLIEU et MINEA, 2010).

En outre, KAMPS (2004) montre qu'il existe un arbitrage entre les effets à court terme (favorables) et les effets à long terme (défavorables) des déficits publics consacrés aux dépenses d'investissement. Il discute par ailleurs, des effets de l'endettement public, suivant que les impôts futurs ou les dépenses futures d'investissement s'ajustent pour satisfaire la contrainte budgétaire inter-temporelle du gouvernement (ARELLANO et LIPSCHITZ, 2009). Ainsi, un déficit public plus élevé procure des ressources pour l'investissement public, avec un effet favorable sur la croissance. Mais induit également une élévation de la charge de la dette publique qui constitue une dépense improductive évinçant l'investissement public, avec un effet défavorable sur la croissance. Si les gouvernements ne peuvent jouer les jeux de Ponzi, une augmentation permanente du déficit réduira donc le sentier de croissance stationnaire, même si elle est intégralement consacrée à l'investissement public (VILLIEU et MINEA, 2008).

Eu égard à l'impact de la politique budgétaire (emprunt) sur l'activité économique et de l'ensemble des contraintes auxquelles est soumis l'Etat dans l'accomplissement de ses taches, il convient de s'interroger sur la nature de lien existant entre celle-ci et l'investissement public. il s'agit donc

5 Il est d'ailleurs sans doute discutable d'anticiper des projets d'investissements publics au nom des enfants qui pourraient vouloir faire d'autres choix demain.

précisément de mesurer l'incidence des déséquilibres financiers publics sur les variables macroéconomiques fondamentales.

L'étude de la relation entre l'emprunt et l'investissement public revét ici un intérêt pratique particulier pour le Tchad pour un certain nombre de raisons :

Ainsi, l'objet de la présente étude est de montrer que dans la Communauté Economique et Monétaire de l'Afrique Centrale (CEMAC), caractérisée par un faible niveau de développement du marché financier et un faible taux d'endettement du secteur privé (ONDO OSSA, 2006) ; l'emprunt constitue un moyen efficace pour financer l'investissement public.

La présente réflexion qui a pour champ le Tchad (membre de la CEMAC) le propose d'analyser, à partir d'une vérification empirique, l'impact de l'emprunt sur l'investissement public.

A cette fin, la première partie du travail présente le modèle de détermination de l'impact de l'emprunt sur l'investissement public. La deuxième partie porte sur l'estimation du modèle, l'interprétation du résultat et les implications en termes de politique économique.

PARTIE I : PRESENTATION DU MODELE DE DETERMINATION DE L'IMPACT DE L'EMPRUNT SUR L'INVESTISSEMENT PUBLIC

Il s'agit précisément de présenter le modèle qui sert de support à l'analyse de l'impact de l'emprunt sur l'investissement public en prenant appui sur la dette publique. Aussi, convient-il de présenter dans un premier temps les variables du modèle (Chapitre 1), avant de procéder dans un second temps à la présentation du modèle en question (Chapitre 2).

Dans ce chapitre, nous analysons dans un premier temps la variable expliquée (section 1) avant de présenter dans un second temps les variables explicatives (sections 2).

Section 1 : La variable expliquée

Etant donné que l'objet du modèle est d'apprécier les effets de l'emprunt sur l'investissement public, nous retenons comme variable endogène (expliquée) le ratio entre la Formation Brute de Capitale Fixe (FBCF) et le Produit Intérieur Brut (PIB).

La première période, de 1990 à 2000 caractérisée par un niveau faible de l'investissement public dü notamment aux conséquences de la crise de la dette, d'une part, et de la rareté des flux de capitaux extérieurs, d'autre part.

La deuxième période (2002 - 2008) est caractérisée par une hausse du niveau de l'investissement public. Cette hausse peut être justifiée par les grands travaux de l'exploitation du pétrole tchadien.

Section 2: Les variables explicatives

Investir, c'est avant tout faire un pari sur l'avenir. De ce fait, les dépenses engagées n'auront des effets que plusieurs mois ou années après la prise de décision. Ainsi, le niveau de la demande anticipée, les profits attendus, les conditions financières, le niveau de la dette publique, la variation du taux de change, le risque et l'incertitude sont autant d'éléments déterminants pour la décision d'investir. L'adaptation aux données de l'économie tchadienne nous conduit à retenir trois variables exogènes : le déficit public, la dette publique et la taxation.

Le déficit public rapporté au PIB est la variable qui représente le solde financier des administrations publiques. Plus précisément le déficit public est la différence entre les recettes totales hors don et les dépenses totales hors intérêt de la dette. Il permet en principe de mesurer le niveau des dépenses publiques par rapport aux recettes, ce qui amène à l'estimation du besoin de financement de l'Etat.

Les études récentes (ALESINA, ARDAGNA, PEROTTI et SCHIANTARELLI, 2002 ; GUIDICE et al, 2003) ont montré que les politiques budgétaires de consolidation (réduction des déficits publics par la baisse des dépenses) n'ont pas d'effets restrictifs sur la demande intérieure. Est-ce que cela se vérifie dans tous les cas ?

Financement de l'investissement public par emprunt/2009-2010 Graphique n°2 : Evolution du ratio déficit public en pourcentage du PIB

Le graphique 2 semble en effet confirmer que l'emprunt a bien un impact keynésien sur l'investissement au cours de la période allant de 1990 à 2004. On observe ainsi, en moyenne annuelle, une détérioration du solde budgétaire, accompagnée d'une hausse de l'investissement public.

En revanche, au cours de la période d'amélioration du solde budgétaire (2004-2008), la performance du Tchad en termes d'investissement public est inférieure à celle de la période 1990-2004, puisque l'évolution positive du solde budgétaire s'est accompagnée d'une baisse de l'investissement.

Elle est également exprimée en ratio par rapport au PIB et représente les engagements financiers bruts des administrations publiques. Il existe assurément un lien entre le déficit budgétaire et la dette, car l'excès des dépenses sur les recettes a été souvent financé par un accroissement de la dette (ENGONE, 2002).

Des travaux empiriques récents (LAUBACH, 2003 ; PEROTTI, 2004) montrent que les paramètres associés aux chocs budgétaires dans la fonction d'investissement dépendent du niveau atteint par le ratio dette publique sur

PIB. Un ratio élevé a des effets défavorables sur l'investissement privé à travers deux principaux canaux :

1°) celui des ressources utilisées pour le paiement du service de la dette publique, qui peuvent évincer les investissements publics dans les domaines où des complémentarités importantes existent entre les dépenses publiques et privées en capital ;

2°) celui par lequel les agents domestiques préfèrent transférer leurs fonds à l'étranger plutôt que d'épargner, à cause de la crainte que les engagements d'impôts futurs servent à financer le service de la dette.

La première période allant de 1990 à 2004 est marquée par la hausse du ratio stock de la dette publique en pourcentage du PIB. Trois facteurs majeurs retiennent notre attention :

Le financement quasi-total de ces facteurs par l'emprunt extérieur conjugué aux organisations des élections justifient cette hausse de la dette publique au Tchad.

La seconde période et la dernière est marquée par une baisse drastique du ratio suite aux remboursements anticipés de la dette vis-à-vis de la Banque Mondiale et qui se stabilise en deçà de 30 % du PIB.

Ainsi, pour des niveaux relativement élevés de dette publique (période allant de 1990 à 2004), on est enclin à admettre que des agents économiques tchadiens ont des comportements non keynésiens, puisque la corrélation dette publique/investissement est négative.

La variable taxation représente les recettes totales des administrations publiques d'origine fiscale et non fiscale ; elle est aussi exprimée par rapport au PIB. L'introduction de Cette variable taxation permet de prendre en compte l'effet non linéaire des taxes sur l'investissement public (VILLIEU, 2007).

Le graphique ci-dessus montre que, de 1990 à 1995, la pression fiscale tchadienne est restée relativement faible. Ce pourrait s'expliquer par

un retournement de la conjoncture économique au lendemain des deux chocs pétroliers. Après cette période (1996-2007), on assiste à une augmentation de la pression fiscale qui coïncide avec l'évolution positive du déficit budgétaire. Cette hausse peut s'expliquer en partie par l'exploitation du pétrole tchadien.

Dans ce chapitre, nous voudrions tout d'abord présenter le modèle théorique (section 1), avant de procéder à sa spécification à des fins d'estimation (section 2).

Section 1 : le modèle théorique

Le modèle de la présente étude, qui s'inspire du modèle BARRO (1990), repris par FUTAGAMI et al (1993), et par VILLIEU et MINEA (2008) se présente sous sa forme fonctionnelle suivante:

Il est intéressant de rapporter les variables du modèle à une grandeur de référence telle que le PIB, qui est une variable pertinente car donnant une idée de la capacité contributive du pays.

Section 2. Le modèle à des fins d'estimation

L'expression du modèle de détermination de l'impact de l'emprunt sur l'investissement public donnée par l'équation ci après, est retenue à des fins d'estimation. Cette équation met en évidence les principales sources de financement de l'investissement public.

Ainsi, le modèle de détermination de l'impact de l'emprunt sur l'investissement public se présente comme suit :

, le ratio des recettes fiscales sur la production à la période t ; , le terme d'erreur.

au solde budgétaire, au ratio de la dette publique et au ratio des recettes fiscales.

Le solde budgétaire, qu'il soit positif ou négatif, traduit le niveau des dépenses publiques par rapport aux recettes. Le désir de soutien de l'activité économique par le gouvernement aggrave les déficits (CREEL et al, 2005). Par le canal des modalités de financement, le solde budgétaire a un effet positif sur les prix en cas de déficit et un effet négatif en cas d'excédent budgétaire. On s'attend alors à ce que le coefficient du solde budgétaire soit positif.

Le service de la dette constitue un fardeau qui limite l'efficacité à long terme de la politique de soutien de l'activité par le déficit budgétaire (CREEL et al, 2000). Les déficits étant persistants, si l'Etat assure ses dépenses par la dette et que les ménages considèrent cette dernière comme une richesse nette (NDO NDONG, 2001), on s'attend à ce que le coefficient de la dette publique soit positif. Il sera négatif dans le cas contraire.

Tirant parti du modèle spécifié ci-dessus, nous voudrions dans cette partie, procéder à la vérification empirique du lien entre emprunt et investissement public. Ainsi, pour mener à bien notre analyse, nous procédons tout d'abord à l'estimation du modèle, à la présentation des résultats (chapitre III) et, ensuite, à leurs interprétations (chapitre IV).

Afin de mener à bien notre analyse, nous voudrions dans ce chapitre, présenter tout d'abord le processus d'estimation du modèle (section1) avant de présenter ensuite les résultats obtenus (section 2).

Section 1 : Processus d'estimation

L'analyse économétrique d'un phénomène économique impose une certaine discipline dans la démarche à suivre. De ce point de vue, après avoir collecté les données, il convient de les analyser afin d'éviter des régressions fallacieuses.

Les tests économétriques s'appuient sur des séries macroéconomiques annuelles. Nous utilisons la base de données de la Banque mondiale (Cdroom, World Bank Indicators, 2007), des annexes des rapports de la BAD (2009) et de la BEAC (2009). La période couverte est de 20 ans (1990-2009). Les séries sont exprimées en milliards de franc CFA.

L'analyse des données dans une démarche économétrique passe nécessairement par des tests préliminaires (TODA, 1995). Il s'agit pour l'essentiel des tests de racine unitaire et de cointégration. Notre désir de mettre en évidence la relation causale entre l'emprunt et l'investissement public oriente notre choix vers le test de cointégration.

Le test de cointégration de JOHANSEN (1988) permet de vérifier s'il est possible d'établir une relation d'équilibre entre différentes variables explicatives et expliquée d'un phénomène donné. Ce test a été réalisé en trois

étapes : en premier lieu, il nous a permis de déterminer le décalage optimal à expliquer pour l'estimation du modèle. Dans notre étude, le décalage optimal est d'une période et correspond au décalage maximal obtenu selon la méthode de NEWEY WEST (1987)⁶

Il est ensuite indispensable d'effectuer le résumé du test de rang de cointégration tableau de l'annexe n° 2. Ce dernier relève l'existence d'une seule relation de cointégration entre les variables retenues. En plus de la présomption d'existence de la relation de cointégration, le test de rang de cointégration a également permis de choisir le modèle qui ajuste au mieux les données disponibles. Il s'agit du modèle qui minimise l'un des deux critères d'information ci après : le critère d'AKAIKE et le critère de SCHWARS.

Enfin, Nous avons effectué notre test de cointégration sous l'hypothèse suivante :

Pour un seuil de significativité donné, l'hypothèse nulle situant l'existence de relation de cointégration entre les variables du modèle est acceptée, si la valeur de la trace (TR) est inferieure à sa valeur critique tabulée (OSTERWALD-LENUM, 1992). En revanche, une valeur de la trace supérieure à sa valeur critique implique qu'il n'existe pas de relation de cointégration entre les variables.

6 Selon NEWEY WEST le lag optimal est approximé par la formule suivante : lag=(4(n/100))² ; n= nombre d'observation

Le test indique l'existence d'une relation de cointégration au seuil de 5 % d'après le critère de la trace et de la valeur propre maximale, d'une part (cf. annexe n° 1), et le critère d'information de SCHWARZ, d'autre part (cf. annexe n° 2). En effet, nous rejetons l'hypothèse de plusieurs vecteurs de cointégration entre la variable expliquée et les variables explicatives du modèle. Le fait que les variables soient cointégrées implique que leurs évolutions au cours du temps soient parallèles.

Le tableau ci-dessous présente le résumé du test de rang de cointégration de JOHANSEN (cf. annexe n° 2).

Test Type Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept No Trend No Trend No Trend Trend Trend

A la lecture de ce tableau nous avons cinq types de modèle ayant une relation de cointégration. Les critères de la valeur propre maximale et la trace nous permettent de conclure qu'il existe une relation de cointégration. Le critère d'information de SCHWARZ nous permet ainsi de choisir le modèle 2 (c'est-à-dire le modèle non linéaire avec constante et sans tendance) (cf. annexe 1).

Etant donné l'existence de la relation de cointégration, nous pouvons passer à l'estimation du modèle vectoriel à correction d'erreur (MVCE).

Section 2 : Résultat de l'estimation du modèle vectoriel à correction d'erreur (MVCE)

La relation de cointégration étant certifiée, il est possible de recourir au modèle vectoriel à correction d'erreur (MVCE). Ce modèle, lorsque les variables sont intégrées d'ordre 1, aboutit à des relations très intéressantes.

L'équation ci-après du modèle vectoriel à correction d'erreurs est une équation du long terme. Ce choix se justifie clairement du fait que l'endettement est beaucoup plus une question structurelle (donc de long terme) que conjoncturelle.

Les principaux résultats de l'estimation du modèle vectoriel à correction d'erreur (MVEC) sont consignés dans le tableau ci après (cf. annexe 3).

La fiabilité des résultats s'apprécie à travers la valeur et le signe des coefficients des paramètres estimés. La régression de la formulation du modèle vectoriel à correction d'erreur (MVCE) donne les résultats suivants pour le long terme. Ces derniers sont obtenus après calcul des coefficients de la représentation de l'équation par le logiciel Eviews 5.

Globalement, l'ajustement statistique est de bonne qualité. La représentation à correction d'erreur est validée puisque le coefficient du terme de correction d'erreurs(force de rappel) qui représente, d'une part, les déviations des valeurs d'équilibre de long terme et, d'autre part, la réponse à court terme nécessaire pour que l'investissement public se déplace vers son niveau d'équilibre de long terme, est significativement négatif et inferieur à l'unité en valeur absolue (-0.742) au seuil de 5 % car le T-Student est supérieur à 1.96⁷ en valeur absolue (5.810) et toutes les variables sont significatives à long terme. Ainsi, d'une année à l'autre, la variable endogène (FBCF/PIB t) converge lentement vers son niveau d'équilibre de long terme (FBCF/PIB*t).

De même, globalement, les coefficients sont significativement différents de zéro (T-Fischer = 8.635). La valeur de R² (78.25 %), signifierait que notre modèle n'est expliqué qu'à hauteur 78.25 % par les variables explicatives. Autrement dit, l'évolution de l'investissement public n'est pas seulement sensible aux seuls ratios de la dette et de la taxation mais aussi à d'autres facteurs.

S'agissant des signes attendus, seul le ratio de la dette sur le Produit Intérieur Brut (PIB) présente un coefficient négatif. Ce qui n'est pas le cas des ratios taxation sur le PIB et déficit budgétaire sur le PIB. Néanmoins, la significativité de la force de rappel permet de souligner la pertinence du modèle à fournir une explication du moins en partie de l'évolution de l'Investissement Public.

Partant des observations faites des résultats ci-dessus présentés, il est question dans ce chapitre de procéder à leurs analyses, ce qui nous permettrait de mettre en évidence les implications en matière de politique économique.

Section 1 : Mise en évidence des effets non keynésiens

Les résultats empiriques semblent « confirmer» la possibilité d'effets non keynésiens des politiques budgétaires sur l'investissement, à cause notamment :

Il semble que, à court terme, tout accroissement du déficit tend à réduire la propension à investir des firmes. Le signe négatif relatif au coefficient du ratio du solde budgétaire (-2.82) indique en effet qu'une augmentation de 10 % du déficit entraîne, en moyenne annuelle, une baisse de l'investissement de 28.2 %. On est enclin à admettre l'effet néo-ricardien des déficits publics sur le comportement d'investissement que bon nombre d'auteurs ont également mis en évidence dans les pays africains (SERVEN, 1998 ; PATILLO, 1998). Cette sensibilité des entreprises aux déficits publics s'explique principalement par le rythme élevé de progression du ratio d'endettement des années 90 au Tchad.

Les comportements non-keynésiens, mis en évidence ici, s'expliquent principalement par la perception du secteur privé de l'engagement de l'Etat à

faire face à sa contrainte budgétaire inter temporelle. Il est donc possible qu'il y ait une perte de crédibilité des agents économiques privés sur la capacité de l'Etat à faire face à sa contrainte budgétaire. Cette perte de crédibilité se traduit par le désintérêt des détenteurs de capitaux à investir. Le solde budgétaire a un effet positif et significatif à long terme sur l'investissement, ce qui n'est pas le cas à court terme puisque le ratio du solde budgétaire a un signe négatif.

Les résultats obtenus révèlent par ailleurs qu'à long terme le solde budgétaire a un effet positif et significatif sur l'investissement public au Tchad. La valeur du coefficient de long terme associé à cette variable est de +2,09, ce qui signifie que l'emprunt a un impact positif sur l'investissement public. Ce résultat met en mal la théorie économique, selon laquelle toute hausse des dépenses publiques provoque une baisse de la production du fait de ses effets défavorables sur les anticipations des agents privés.

En revanche, il conforte l'idée selon laquelle la politique budgétaire menée au Tchad est soutenable à long terme. Les autorités publiques peuvent ainsi utiliser les variations du solde budgétaire pour stimuler l'investissement public.

Ce résultat soutient les travaux, (MODIGLIANI et al, 1998; CREEL, FITOUSSI et LE CACHEUX, 2002 ; CREEL, BLANCHARD et GIAVAZZI, 2004) selon lesquels, dans un contexte où les dépenses non productives (en particulier salariales) de l'Etat sont difficiles à réduire et les impôts difficiles à augmenter, l'ajustement budgétaire peut se faire au détriment des dépenses d'infrastructures, pourtant essentielles. Ainsi, l'adoption d'une « règle d'or » des finances publiques, permettant aux gouvernements de recourir à l'emprunt pourvu que cet emprunt soit consacré intégralement à des dépenses d'investissement est envisageable.

Le gouvernement pour l'orientation de sa politique budgétaire à long terme doit également tenir compte du ratio d'endettement, parce qu'une politique budgétaire viable suppose que le niveau d'endettement (courant et futur) soit faible. Or, les résultats des tests révèlent que le ratio d'endettement, ainsi que nous l'avions souligné plus haut, a un effet significativement négatif sur l'investissement à long terme. Le coefficient associé à cette variable est de - 0.28, ce qui signifie que l'utilisation de l'emprunt comme moyen pour financer l'investissement public à long terme, n'est pas capable de stimuler la production. Ce résultat n'est pas sans précédent dans la littérature empirique. Particulièrement, ce résultat se trouve dans les travaux d'ALESINA et PEROTTI (1995), SERVEN (1997) et GIAVAZZI et PAGANO (2000), à propos desquels une économie à dette publique élevée accroît l'incertitude des agents économiques.

Les résultats de l'estimation semblent donc indiquer que les variations du solde budgétaire sur l'investissement ont des effets non keynésiens, parce qu'elles sont utilisées dans un régime d'endettement public élevé. L'efficacité de la politique conjoncturelle de relance par la hausse des dépenses publiques devient ainsi sans effet. N'ayant pas de marges suffisantes dans le domaine des finances publiques, l'Etat est incapable de mettre en oeuvre les programmes appropriés en matière de dépenses et de fiscalité, une part importante des dépenses étant consacrée au service de la dette publique.

Section 2. Les implications en termes de Politique Economique

Les politiques dont il est question portent en premier lieu sur la réduction de la dette publique et en second lieu sur la nécessité de mise en place d'une politique de relance et de discipline budgétaire.

Il ressort de nos résultats qu'une augmentation de la dette publique entraîne à long terme, une réduction de l'investissement public.

A cet effet, il convient de se poser deux questions essentielles : jusqu'où ira la dette publique ? Quel sera son impact sur le bien-être des générations futures ? Evidemment ces interrogations posent les problèmes de soutenabilité et de la neutralité de la dette. Ces problèmes trouvent leur fondement dans un taux de croissance élevé de la dette publique tchadienne. Aussi, sommes nous conduit à nous pencher sur les recommandations de politique économique susceptibles de réduire l'endettement de l'économie tchadienne.

De telles politiques tournent autour de l'augmentation des recettes fiscales et de la baisse rationnelle des dépenses budgétaires. La nécessité d'élargir l'assiette fiscale et de réduire, de manière rationnelle, le niveau de vie de l'Etat devient important lorsque les taux d'intérêts sont sensiblement plus élevés que le taux de croissance de l'économie.

Toutefois, la promotion d'un tel investissement public nécessite le respect des conditions telles que la bonne gouvernance, la mise en place d'un code d'investissement public...

Les principales mesures pour minimiser les dépenses budgétaires sont entre autres :

L'option d'un ajustement par une réduction des dépenses publiques est souvent présentée par les institutions internationales comme l'aspect principal de l'ajustement des finances publiques, en raison d'un niveau excessif des dépenses gouvernementales et du rôle prépondérant de l'Etat dans les économies des pays moins avancés.

Il convient cependant de faire observer que cette option de réduction systématique des dépenses publiques ne repose pas sur une analyse pertinente, notamment, celle de la dynamique conjointe des recettes et des

dépenses publiques. Se pose alors la question de la relation de ^causalitéentre les recettes et les dépenses publiques, une condition nécessaire du

retour à une situation de politique budgétaire soutenable serait de spécifier les origines des déficits, afin de mieux orienter la politique de financement de celles-ci (ENGONE, 2002). La réduction de la dette publique passe également par une stimulation de la croissance.

8 Il s'agit pour le Tchad, pays producteur du pétrole, d'utiliser les surplus des recettes pétrolières inhérentes des hausses successives et inattendues des prix de pétrole, pour les paiements anticipés de la dette.

2.2. De la nécessité de la mise en oeuvre des politiques de relance à la nécessité de la discipline budgétaire

Le financement des politiques de relance par l'emprunt, moyen privilégié, devient difficile puisque la dette publique est déjà importante. Il est donc nécessaire de recourir à des nouvelles sources de financement et d'utiliser avec discipline les ressources obtenues.

« Les dépenses publiques jouent un rôle fondamental dans la stabilité et la croissance des pays en développement. Toutefois, l'orientation de l'investissement public est importante. La plupart des pays en développement ne peuvent pas se permettre d'accroitre l'investissement public dans tous les secteurs. Aussi, apparaît-il nécessaire d'établir des priorités » (GHOSH, 2007). A cet égard, l'Etat tchadien doit operer des choix prioritaires en matière de dépenses publiques et ces choix doivent être guidés par la nécessité de favoriser l'investissement public dans une vision à moyen terme voire à long terme, s'inscrivant dans une stratégie globale pour l'avenir. L'un des enjeux majeurs pour le Tchad est de disposer d'une main d'oeuvre qualifiée.

En effet, toutes les mesures que nous avons mentionnées plus haut ne peuvent devenir effectives si les moyens humains et intellectuels ne s'y prêtent pas. En outre, l'Etat doit créer les conditions pour une action plus efficace du secteur privé. Il faut donc consentir à des investissements dans les domaines de santé, de l'éducation et des infrastructures. La structure des dépenses publiques est un élément déterminant de l'efficacité des politiques budgétaires en général. La stratégie des dépenses courantes doit être orientée de manière à accroitre l'épargne publique et à éviter les dépenses inopportunes.

L'Etat tchadien devra adopter une véritable discipline budgétaire en matière des dépenses publiques si elle veut que sa politique budgétaire soit bénéfique à l'activité économique. La bonne gouvernance est encore ici plus

qu'indispensable. Elle nécessite que les autorités affirment une réelle ^volontéd'assainir les finances publiques.

La présente étude, consacrée à la détermination du lien entre l'emprunt et l'investissement public, et plus précisément l'impact de l'emprunt sur l'investissement public au Tchad, nous a permis de voir comment la dette publique (emprunt) affecte les variables macroéconomiques comme l'investissement public. Elle nous a également permis de montrer que l'environnement macroéconomique influence significativement le rôle de l'Etat, notamment les modalités de financement des dépenses publiques d'investissement.

Il ressort de cette étude que la dette publique (emprunt) exerce une influence négative sur l'investissement public à long terme, Ce qui est en accord avec de nombreux travaux (GIAVAZZI et PAGANO, 1990 ; BLANCHARD, 1990 ; VILLIEU et MINEA, 2008) qui identifient l'existence d'un fort effet anti-keynésien des déficits publics lorsque que la dette publique est élevée.

Partant de l'environnement économique tchadien, nous nous sommes inspirés du modèle issu des travaux de BARRO (1990) ; FUTAGAMI (1993) et repris par VILLIEU et MINEA (2008). Nous avons eu recours à la technique la de co-intégration de JOHANSEN (1988) et à l'estimation d'un modèle vectoriel à correction d'erreur (MVCE) pour mettre en relief une liaison.

Au regard des enseignements de la théorie économique, trois variables explicatives ont été retenues : le déficit public, la dette publique et les recettes fiscales.

Les résultats obtenus confirment l'existence d'une corrélation négative entre la dette publique (emprunt) et l'investissement public au Tchad. De tels résultats inclinent à affirmer que la dette publique n'est pas considérée comme une richesse nette par les agents. Ces résultats traduisent le comportement anticipatif et rationnel des agents économiques (agents ricardiens) en ce qui concerne la hausse des impôts futurs pour rembourser les intérêts de la dette et le principal.

Enfin, les résultats obtenus permettent de mettre en relief les implications en termes de politique économique visant d'une part, la réduction de la dette publique par le biais de l'accroissement des recettes fiscales et la réduction des déficits budgétaires et d'autre part, la nécessité de la mise en oeuvre des politiques de relance à travers la nécessité de privilégier des nouvelles sources de financement et la nécessité d'instaurer une discipline budgétaire.

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ANNEXES

Annexe n°1 : test de cointégration de JOHANSEN(1988)

Included observations: 18 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend Series: FB SB DP TX

Hypothesize
d		Trace	0.05
			Critical
No. of CE(s)	Eigenvalue	Statistic	Value	Prob.**
None *	0.922784	65.67152	40.17493	0.0000
At most 1	0.626798	19.57094	24.27596	0.1750
At most 2	0.091776	1.829500	12.32090	0.9626
At most 3	0.005360	0.096739	4.129906	0.7982

Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

				- 0.00318
D(FB)	-0.066472	-0.024179	0.005077	5
				0.00039
D(SB)	-0.005379	0.020065	0.000530	6
				0.00046
D(DP)	-0.003629	-0.001428	-0.000205	3
				0.00138
D(TX)	-0.024760	0.009240	-0.032084	0
1	Cointegrating Log
Equation(s):		likelihood	158.9035
Normalized parentheses)	cointegrating	coefficients	(standard	error in
FB	SB	DP	TX

		(0.53080)	(0.62014)		(0.06309)
Adjustment parentheses)		coefficients	(standard		error	in
D(FB)		-0.644358
		(0.15852)
D(SB)		-0.052144
		(0.06996)
D(DP)		-0.035175
		(0.01800)
D(TX)		-0.240020
		(0.29154)
2 Equation(s):	Cointegrating Log likelihood				167.7742
Normalized parentheses)	cointegrating			coefficients	(standard		error	in
FB	SB			DP	TX
1.000000	0.000000			-7.130066	0.422656
				(0.54218)	(0.06479)
0.000000	1.000000			-1.087101	0.003041
				(0.20321)	(0.02428)
Adjustment parentheses)	coefficients			(standard	error		in
D(FB)	-0.556105			2.371676
	(0.15448)			(0.88448)
D(SB)	-0.125380			-1.072761
	(0.04759)			(0.27248)
D(DP)	-0.029964			0.135657
	(0.01879)			(0.10758)
D(TX)	-0.273747			-0.164471
	(0.31039)			(1.77711)

	Cointegrating Log likelihood		168.6406
Normalized parentheses)	cointegrating	coefficients	(standard	error	in
FB	SB	DP	TX
1.000000	0.000000	0.000000	-0.623042
			(0.27414)
0.000000	1.000000	0.000000	-0.156394
			(0.04177)
0.000000	0.000000	1.000000	-0.146660
			(0.03847)
Adjustment parentheses)	coefficients	(standard	error	in
D(FB)	-0.557234	2.254742	1.286527
	(0.15383)	(0.94460)	(1.55922)
D(SB)	-0.125498	-1.084969	2.049696
	(0.04758)	(0.29216)	(0.48226)
D(DP)	-0.029918	0.140376	0.070216
	(0.01879)	(0.11535)	(0.19041)
D(TX)	-0.266609	0.574421	2.764311
	(0.29646)	(1.82042)	(3.00493)

Annexe n°2 : résultats du test de rang par la méthode de JOHANSEN(1988)

Test Type Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept No Trend No Trend No Trend Trend Trend

	by Rank (rows) and Model (columns)
0	135.8532		135.8532	136.3220		136.3220		138.0155
1	158.9035		163.0563	163.4431		165.3581		166.6975
2	167.7742		172.7082	173.0945		179.8969		180.3693
3	168.6406		177.7097	177.9677		185.0390		185.4398
4	168.6890		178.4822	178.4822		189.7844		189.7844
	Akaike
	Informatio
	n Criteria by Rank (rows) and Model (columns)
0	-13.31703	-13.31703			-12.92467		-12.92467		-12.66838
1	-14.98928	-15.33959			-15.04924		-15.15090		-14.96639
2	-15.08603	-15.41202			-15.23273		-15.76632*		-15.59659
3	-14.29340	-14.96775			-14.88530		-15.33766		-15.27109
4	-13.40989	-14.05357			-14.05357		-14.86494		-14.86494
	Schwarz
	Criteria by
	Rank
	(rows) and
	Model
	(columns)
0	-12.52558	-12.52558			-11.93536		-11.93536		-11.48122
1	-13.80212	-14.10297*			-13.66421		-13.71641		-13.38351
2	-13.50314	-13.73021			-13.45198		-13.88665		-13.61799

Annexe n°3 : résultat de l'estimation du modêle vectoriel à correction(MVCE)

Included observations: 18 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq:	CointEq1
FB(-1)	1.000000
SB(-1)	-2.815925
	(0.51464)
	[-5.47166]
DP(-1)	-6.856285
	(0.68968)
	[-9.94129]
TX(-1)	0.375500
	(0.05171)
	[ 7.26113]
C	0.193698
Error Correction:	D(FB)	D(SB)	D(DP)	D(TX)
CointEq1	-0.742095	-0.026259	-0.025411	-0.155147
	(0.12773)	(0.07430)	(0.01973)	(0.30876)
	[-5.81003]	[-0.35343]	[-1.28769]	[-0.50248]
D(FB(-1))	0.518808	-0.035353	0.034082	0.443709
	(0.14477)	(0.08421)	(0.02237)	(0.34996)
	[ 3.58373]	[-0.41982]	[ 1.52381]	[ 1.26790]
D(SB(-1))	-2.641486	-0.506429	-0.166203	2.494670

	(0.35828)	(0.09516)	(1.48891)
[-4.28866]	[-1.41350]	[-1.74657]	[ 1.67550]
D(DP(-1)) -1.166458	0.122962	0.410509	0.056438
(1.67762)	(0.97586)	(0.25919)	(4.05542)
[-0.69531]	[ 0.12600]	[ 1.58381]	[ 0.01392]
D(TX(-1)) -0.161677	-0.002946	-0.036709	-0.111143
(0.09802)	(0.05702)	(0.01514)	(0.23695)
[-1.64940]	[-0.05167]	[-2.42398]	[-0.46905]
C 0.003003	0.000239	0.001319	-0.007677
(0.01315)	(0.00765)	(0.00203)	(0.03178)
[ 0.22840]	[ 0.03128]	[ 0.64939]	[-0.24152]
R-squared 0.782515	0.186503	0.492014	0.421402
Adj. R-squared 0.691897	-0.152454	0.280353	0.180319
Sum sq. resids 0.037163	0.012575	0.000887	0.217169
S.E. equation 0.055650	0.032371	0.008598	0.134527
F-statistic 8.635264	0.550226	2.324541	1.747957
Log likelihood 30.10439	39.85693	63.72059	14.21617
Akaike AIC -2.678266	-3.761881	-6.413399	-0.912908
Schwarz SC -2.381475	-3.465091	-6.116608	-0.616117
Mean dependent 0.007222	0.000163	0.001611	-0.005500
S.D. dependent 0.100258	0.030154	0.010135	0.148589
Determinant resid covariance (dof adj.)	7.72E-13
Determinant resid covariance	1.52E-13
Log likelihood	163.4431
Akaike information criterion	-15.04924
Schwarz criterion	-13.66421

Financement de l'investissement public par emprunt/2009-2010 Annexe n°4 : relation de cointégration obtenues à l'aide de logiciel Eviews 5.

D(FB) = A(1,1)*(B(1,1)*FB(-1) + B(1,2)*SB(-1) + B(1,3)*DP(-1) + B(1,4)*TX(-1) + B(1,5)) + C(1,1)*D(FB(-1)) + C(1,2)*D(SB(-1)) + C(1,3)*D(DP(-1)) + C(1,4)*D(TX(-1)) + C(1,5)

D(SB) = A(2,1)*(B(1,1)*FB(-1) + B(1,2)*SB(-1) + B(1,3)*DP(-1) + B(1,4)*TX(-1) + B(1,5)) + C(2,1)*D(FB(-1)) + C(2,2)*D(SB(-1)) + C(2,3)*D(DP(-1)) + C(2,4)*D(TX(-1)) + C(2,5)

D(DP) = A(3,1)*(B(1,1)*FB(-1) + B(1,2)*SB(-1) + B(1,3)*DP(-1) + B(1,4)*TX(-1) + B(1,5)) + C(3,1)*D(FB(-1)) + C(3,2)*D(SB(-1)) + C(3,3)*D(DP(-1)) + C(3,4)*D(TX(-1)) + C(3,5)

D(TX) = A(4,1)*(B(1,1)*FB(-1) + B(1,2)*SB(-1) + B(1,3)*DP(-1) + B(1,4)*TX(-1) + B(1,5)) + C(4,1)*D(FB(-1)) + C(4,2)*D(SB(-1)) + C(4,3)*D(DP(-1)) + C(4,4)*D(TX(-1)) + C(4,5)

D(SB) = - 0.02625918959*( FB(-1) - 2.815925358*SB(-1) - 6.856285382*DP(-1) + 0.3754998094*TX(-1) + 0.1936982852 ) - 0.03535324498*D(FB(-1)) - 0.5064286696*D(SB(-1)) + 0.1229621857*D(DP(-1)) - 0.00294625504*D(TX(-1)) + 0.000239277496

D(DP) = - 0.02541073614*( FB(-1) - 2.815925358*SB(-1) - 6.856285382*DP(-1) + 0.3754998094*TX(-1) + 0.1936982852 ) + 0.03408226517*D(FB(-1)) - 0.1662027306*D(SB(-1)) + 0.4105087343*D(DP(-1)) - 0.03670928735*D(TX(-1)) + 0.001319198275

INTRODUCTION GENERALE.................................................................. 1

PARTIE I. LE MODELE DE DETERMINATION DE L'IMPACT DE L'EMPRUNT SUR L'INVESTISSEMENT PUBLIC 11

PARTIE II. INTERPRETATION DES RESULTATS ..............................21

1.2. L'efficacité mitigée de l'emprunt........................................28

2.2. De la nécessite de la mise en oeuvre des politiques de relance à la nécessité de la discipline budgétaire...........................32

TABLE DES MATIERES ......................................................................48