Analyse de l'efficacité des politiques budgétaires au Brésil, Congo et RD Congo.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUENATIONALE

FACULTES DES SCIENCES ECONOMIQUES ET DE GESTION
DEPARTEMENT DES SCIENCES ECONOMIQUES
OPTION : ECONOMIE MATHEMATIQUE
PROMOTON : DEUXIEME LICENCE

Mémoire de licence :

ANALYSE ECONOMETRIQUE DE L'EFFICACITE DE LA POLITIQUE
BUDGETAIRE : CAS DU BRESIL, DU CONGO ET DE LA RD CONGO

(1970-2010)

ANNEE ACADEMIQUE 2011-2012

EFFECTUE PAR N'SUNDI-ZALA Hugo

i

La vie est un merveilleux édifice au point qu'il faut considérer chaque seconde comme étant une précieuse brique qu'il faut mettre à profit pour la construction de cet édifice.

Angélique MONGBONDO LONGA ma très chère mère Et ma soeur Mamie MOFONGA LONGA trouvera ici une place de choix en guise de considération et de gratitude.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 2 sur 123

i

REMERCIEMENTS

Pas un seul mot en détour pour manifester nos remerciements à notre frère Pitsho NGEPA et soeur Malu PELE pour leurs soutiens.

Le simple fait d'avoir manifesté leur intérêt à notre travail, les membres de notre famille parmi qui ; Jeanine ANGEMA, Nelly BOLENGE, Chico ELO, Faria ANABI, Felly EMONI, Patrick BEKA, Desha LOMBI et Nancy SUKAMA ont été pour beaucoup dans tout ça.

Cette étude a été menée sur une période suffisamment dure, et a été marquée par plus des contraintes que d'aisance, la conjoncture, la logistique, le financement, les idées venant des parts et d'autres ont contribué substantiellement à nos efforts. Plusieurs personnes à différents niveaux ont contribué à voiler les différents soucis auxquels nous avons fait face durant cette période, d'autres personnes ont contribué formaliser au mieux notre perception des concepts liés à ce travail sans rien demander en retour. Par ces mots, nos remerciements s'adressent directement à Aldo KAMWANGA, Assistant Papy LIYANDJA, Christian NDINDA, Elie MWATI, Georges LUKELWA, Steve BOSSISSE, Jacques ILUNGA, Messie KABUIKA, Pitié ZAHIGA, Serge KUTENELO, Diane GOMBO et Tracy KINDA. Notre motivation a été plus grande au regard du soutien inconditionnel qu'ils nous ont témoigné de manière permanente.

Ce fut un honneur pour nous de voir nos recherches attirées l'attention de bien des amis et collègues, ainsi donc ce travail sera un objet de fierté pour notre Père Fabian N'SUNDI ZALA.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 3 sur 123

ii

AVANT-PROPOS

Dans le cadre de notre formation académique de deuxième cycle en économie mathématique, nous avons passé en revue bon nombre des concepts. Des théories économiques aux théories de l'équilibre général, en passant par des concepts économétriques, nous nous sommes forcés de bien assimiler la matière acquise en participant aux différents débats via des séminaires et autres travaux.

Dans cet ordre d'idées, nous nous sommes fixés bien d'autres objectifs scientifiques et estudiantins plus ou moins ambitieux. Répondre aux exigences académiques celles de rédiger un travail de fin d'études marquant la fin du cursus d'une part, et l'ambition et engagement de se lancer dans une recherche scientifique bien orientée dans le domaine de l'économie quantitative d'autre part.

En effet, dans ce travail de recherche nous avons abordé trois concepts clés à savoir, la modélisation VAR, la décomposition en tendance et cycle par le filtre de Hodrick-Prescott, et les effets réciproques. Ce sont ces trois concepts qui nous ont permis de construire le modèle « MER » que nous avons utilisé pour « analyser l'efficacité des politiques budgétaires » dans différents pays que nous avons mis sous études. Considérée dans l'optique des dépenses publiques, il nous fallait convaincre à nos encadreurs que cette préférence, vaut mieux que l'optique du déficit. En outre, l'appréhension de l'efficacité d'une politique budgétaire par l'approche du déficit nous est parue moins satisfaisant. En effet, nous avons estimé que l'approche du déficit permet de bien saisir d'un point de vue structurel, l'état des finances publiques, mais reste neutre quant à son utilisation pour une analyse économique de fond.

Nous saisissons ainsi cette occasion pour manifester notre gratitude au Professeur Claude SUMATA pour s'être engagé d'encadrer notre travail en qualité de Directeur. Nous n'avons pas toujours été du même avis avec lui sur tous les aspects de ce travail, mais ses orientations nous ont toujours permis d'harmoniser nos points de vue à sa compétence scientifique que nous saluons.

C'est dans ce contexte que ce mémoire a été rédigé avec pour thème : « Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires dans les pays en développement, cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo entre 1970 et 2010 » sous l'accompagnement du Chef des travaux Anicet LUSENGE que nous remercions.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 4 sur 123

INTRODUCTION iii

I. PROBLEMATIQUE

Comprendre et distinguer les différents facteurs qui affectent le comportement des séries temporelles macroéconomiques à court et à long terme a été au cours des années récentes l'un des principaux domaines de recherches de l'analyse macroéconomique quantitative. Devant ce besoin accru de se rendre compte de la réalité, les pays en développements et notamment ceux sélectionnés dans notre échantillon, tendent à être prédisposés aux crises soudaines et aux agitations marquées des variables macroéconomiques qui rendent souvent difficile le discernement d'un quelconque type de régularité des agrégats macroéconomiques.

Dans ce contexte, comment évaluer l'efficacité d'une politique budgétaire considérée dans l'optique des dépenses publiques dans l'ensemble, sachant que celle-ci est volontariste, multisectorielle et contraignante du point de vue gestion du déficit ?

Ainsi donc, nous allons dans le cadre de notre étude, construire un modèle de référence qui propose des outils adéquats pour l'analyse de l'efficacité de la politique budgétaire. Par la suite, nous utiliserons ce modèle pour évaluer l'efficacité des politiques budgétaires dans les pays que nous avons sélectionnés.

II. HYPOTHESES

Les effets de la politique budgétaire sont difficiles à anticiper parce que chaque décision peut avoir des effets positifs et négatifs.

Ainsi, étant établi que lorsque la politique budgétaire estefficace, elle influence considérablement la demande (la consommation) et devra donc être le moteur de la relance de la consommation et dans la même logique, influencer l'augmentation du niveau des investissements étant donné que ceux-ci se trouve encouragé par l'augmentation de la demande.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 5 sur 123

Cependant, pour évaluer l'efficacité d'une politique budgétaire, il faut vérifier la relation entre les dépenses publiques et le revenu lui-même, la consommation, les investissements, et le solde de la balance commerciale.

Donc, le modèle d'analyse que nous allons construire doit nous proposer un indicateur dans lequel seront renfermées et synthétiser toutes les informations relationnelles entre différentes variables macroéconomiques pour notre évaluation.

III. CHOIX ET INTERET DU SUJET

L'action des gouvernants est vitale en réponse des exigences de la population et autres facteurs contraignantes, en proposant des solutions dans sa politique économique. Cependant, en tout état de cause, cette action doit être financée et planifiée dans le temps, et sur des objectifs spécifiques, quantifiés et hiérarchisés. C'est sur ce schéma qu'intervient ce qu'on appelle ; « La politique budgétaire », et au-delà du financement, cette action doit être efficace, porteur des résultats, et influencer positivement tous les composantes du revenu national à un rythme respectant les conditions d'optimalité. C'est pour montrer l'impact que doit avoir cette action sur tous les agents économiques (les entreprises, les ménages, et le reste du monde) que nous avons effectué des recherches en ce sens pour mettre en évidence l'efficacité des politiques budgétaires dans les pays en développement.

En plus de cela, la mise en place des politiques économiques passe le plus souvent par des outils d'optimisation et de prévision en amont, et quelques techniques d'évaluation en aval. Le problème avec ces démarches traditionnelles est que les techniques d'analyse se concentrent de façon plus ou moins exclusive sur les agendas des actions prévues. En gros, on évalue souvent la démarche mais pas l'impact global des actions menées.

IV. DELIMITATION DU SUJET

Dans notre étude, nous avons décidé de prendre la situation de trois pays (le Brésil, le Congo et la RD Congo) que nous utiliserons pour appliquer le modèle d'analyse que nous avons construit. Et nous nous rapporterons à la situation réelle de ces trois pays pour voir dans quelle mesure les résultats de notre analyse se rapprochent de la réalité.

Etant donné que ce modèle d'analyse emprunte une démarche basée sur l'économétrie des séries temporelles, il a été aussi question de prendre une période

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 6 sur 123

limite dans laquelle se déroule notre travail avec en perspective, l'espoir de voir nos conclusion valides même pour des périodes au-delà de celle prise au départ. Pour ce, ces recherches prennent en compte la période allant de 1970 à 2010.

Le choix de cette période permet premièrement de résoudre la question liée à la fiabilité des résultats d'analyses économétriques étant donné qu'elle nous propose un échantillon d'une taille relativement importante (T=40), et deuxièmement cette période a été choisie au regard de la pertinence des années 1970 et 2010.

V. APPROCHE METHODOLOGIQUE

Dans le but de rendre plausible notre exposé, nous avons adopté une démarche substantiellement pédagogique au profit des lecteurs. Pour s'en faire notre démarche se présente sous deux dimensions successives et consécutives à savoir :

? La démarche empirique par laquelle nous avons fait un travail strictement dialectique consistant à exposer les faits de manière théorique. Il s'agit ici d'exposer de la manière la plus brève que possible, les éléments fondamentaux qui permettent d'appréhender la notion de politique budgétaire.

? La démarche technique où nous avons adopté une approche économétrique dans laquelle nous allons faire intervenir tous les outils pouvant nous servir à mener cette étude. A la fin, nous avons procédé à la modélisation de notre démarche d'analyse. Cette modélisation nous a permis de construire un modèle d'analyse que nous avons décidé de nommer « Le modèle MER » (Le Modèle aux Effets Réciproques). L'utilisation de ce modèle passe par ; les estimations des modèles VAR de tous les effets réciproques que nous avons spécifié, la construction d'une matrice d'évaluation ainsi qu'une matrice d'équilibre.

Nous voulons préciser à ce stade que le modèle « MER » par lequel s'est formalisée notre analyse, est un modèle d'évaluation mais pas un modèle d'orientation. Néanmoins les informations qu'il fournit permettent d'orienter un ensemble des décisions.

VI. ORGANISATION DU TRAVAIL

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 7 sur 123

Nous avons jugé important de détailler en amont comment nous avons organisé notre travail.

INTRODUCTION

Faisant partie d'une longue tradition, les éléments de l'introduction sont aussi concis que possible d'autant plus qu'ils permettent de prendre en compte les motivations de fond et de forme sur le travail en amont, et le document en aval.

CHAPITRE I. GÉNÉRALITÉS SUR LA POLITIQUE BUDGÉTAIRE

Dans ce chapitre nous avons résumé dans la mesure du possible, l'ensemble des théories économiques et contextes pratiques qui traitent ou dans lesquelsintervientla politique budgétaire et de son interaction avec les autres agrégats macroéconomiques tout en gardant le cap sur nos intérêts qui se résument dans les composantes du revenu national.

CHAPITRE II. APPROCHE ÉCONOMÉTRIQUE

Nous avons dans ce chapitre, discuté sur presque tous les éléments de l'économétrie des séries temporelles en général, mais de manière stricte nous avons insisté sur leurs pertinences respectives dans le cadre de notre travail. A ce titre, nous nous sommes contentés de faire une analyse exploratoire des données, donc de faire intervenir les concepts économétriques qui nous permettent de le faire de façon plus ou moins commode.

CHAPITRE III. MODÉLISATION DU PROCESSUS D'ANALYSE

Comme bien entendu, c'est dans ce chapitre que s'effectue le travail décisif de la construction et l'application du modèle « MER » que nous avons mis au centre de notre étude.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 8 sur 123

CHAPITRE I: GÉNÉRALITÉSSUR LA POLITIQUE BUDGÉTAIRE

I. NOTION GÉNÉRALES SUR LA POLITIQUE BUDGÉTAIRE

La politique budgétaire correspond à l'ensemble des actions orientées vers la gestion de l'imposition ou des dépenses publiques. Constituée avec la politique monétaire elle s'appelle « politique conjoncturelle ». Dans la pratique, la politique budgétaire consiste surtout à la stimulation de l'activité dans le marasme économique en optant pour une politique budgétaire expansionniste ou la baisse de l'imposition, ce qui conduit à la dégradation du solde public. De l'autre côté, dans les périodes de fortes activités économiques, l'action opte pour une politique budgétaire restrictive dans le but d'obtenir la réduction du déficit public, ou constituer une épargne publique mobilisable ultérieurement à d'autres fins.

La politique budgétaire comporte des éléments optionnels fondamentaux ci-après :

1. Les dépenses publiques ; qui sont constituées des dépenses sociales, des subventions aux entreprises, des investissements en infrastructures publiques, des aides à la recherche, les salaires des fonctionnaires, etc.

2. Les recettes fiscales et non fiscales, les emprunts, les recettes sur les actifs détenus par l'état, etc.¹

II. EFFETS DE LA POLITIQUE BUDGETAIRE

1. EFFET SUR LA DEMANDE

Si l'Etat verse d'avantage d'argent aux ménages ou leurs en prélève moins, ces derniers vont augmenter leur consommation et la demande adressée aux entreprises. Empiriquement, une hausse de revenu à d'autant plus d'effets que les ménages concernés sont modestes, car ils auront tendance à faiblement épargner tout nouveau revenu. Dans ce cas on parle d'une forte « propension marginale à consommer ». Mais s'il suffisait de distribuer du « pouvoir d'achat » pour accélérer la croissance, la politique budgétaire serait forte simple. Bon nombre d'effets négatifs peuvent contrecarrer, voire inverser une telle politique, par exemple :

¹Wikipédia. (2012). Politique budgétaire. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia.org/wiki/Politique_Budgétaire

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 9 sur 123

· Un comportement partiellement ou totalement ricardien des ménages ; c'est-à-dire, au lieu de consommer tout nouveau revenu en surplus, les ménages se contentent de l'épargner.

· Si la consommation se porte sur des biens importés, alors la relance est exportée vers le pays d'origine des importations; les effets de la politique budgétaire seront exportés à l'étranger et non dans le pays concerné.

· Une diminution du travail des ménages, si les revenus de solidarité sont trop élevés par rapport aux revenus d'activités normales. Alors la main d'oeuvre se raréfie, et les coûts de production s'envolent et par la suite les prix augmentent en réduisant donc le pouvoir d'achat par le biais de l'inflation.

· Si pour financer cette politique, le gouvernement devra par exemple accroitre la pression fiscale sur d'autres ménages ou sur les entreprises.

2. EFFET SUR L'OFFRE

Si l'Etat diminue ses prélèvements sur les entreprises généralement par la baisse des impôts, ou par le versement des diverses subventions, la compétitivité nationale serait alors améliorée et les entreprises pourraient produire à moindre couts et augmenter les quantités vendues par la suite elles baisseront leurs prix, augmentant indirectement le pouvoir d'achat des ménages. Ce qui demandera un accroissement des capacités de production, donc des investissements et des offres d'emplois susceptibles de réduire le chômage. De l'autre côté, une augmentation des profits des entreprises leurs permettra d'investir et provoquera une augmentation du revenu global (PIB).

Ce scenario peut ne pas se réaliser dans les conditions suivantes :

· Si les entreprises ne réinvestissent pas leurs éventuels bénéfices supplémentaires, et se contentent de les redistribuer à leurs propriétaires ; ceux-ci, a priori aisés, n'augmenteraient que peu leurs demandes.

· Pire encore, si dans un contexte d'économie ouverte, les propriétaires sont des étrangers, la politique d'offre produisant alors sa relance à l'étranger du fait que les profits redistribués aux actionnaires seront expatriés en dehors du pays concerné.

3. EFFET D'EVICTION

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 10 sur 123

Si l'Etat s'endette pour financer sa relance (aussi pour une politique d'offre que pour une politique de demande), il se doit d'offrir aux préteurs les meilleures conditions d'emprunt possibles concurrençant par la même occasion les autres emprunteurs potentiels en l'occurrence les ménages et les entreprises. Dans le cas où la cause de l'Etat l'emporte, nous pouvons considérer que les meilleures conditions qu'offre l'Etat ne peuvent être interprétées que par des forts taux d'intérêt. Ainsi les autres emprunteurs (les ménages et les entreprises), se feront moins facilement octroyés des prêts. Donc les crédits à la consommation comme à l'investissement baisseront en volume, le tout contrecarrant en avance la relance attendu de la politique budgétaire, car l'augmentation du taux d'intérêt encouragera les agents à beaucoup plus épargner que de consommer pour les ménages, et d'investir pour les entreprises.

III. FINANCEMENT DE LA POLITIQUE BUDGETAIRE

Le financement de la politique budgétaire passe de façon inévitable par un document juridique « Budget de l'Etat » dans lequel sont réservés tous les éléments prévisionnaires dans l'exercice budgétaire généralement sur une période de 12 mois.

Dans le budget sont repris tous les comptes décrivant les recettes et les dépenses de l'Etat pour une année. Aux cas échéant, l'Etat équilibre le solde budgétaire de l'exercice au moyen de l'endettement (le financement du déficit « G - T » par l'emprunt) ou en réalisant une épargne publique « T - G ».

Dans les pays en développement, les structures des recettes et dépenses publiques varient considérablement d'un cas à un autre. Au cours de la période 1990-95, par exemple, les recettes de l'administration centrale au Madagascar dépassait à peine 9% du PIB, alors que les dépenses atteignaient presque 18%. Par contraste, à Singapour, les recettes (plus de 25% du PIB) étaient supérieures aux dépenses à presque 5 points de pourcentage aux dépenses².

La structure générale des sources conventionnelles de revenu et des recettes diffère significativement entre le Brésil, le Congo et la RD Congo. En calculant le ratioG/PIB, nous avons générés des séries allant de 1970 à 2010 pour les pays, décrites comme suit :

²Agenor, P. R. (2000). Economie de l'ajustement et de la croissance.(B. Mondiale, Éd.) Academy Press. p.92

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 11 sur 123

Tableau 1: Moyenne statistique du ratio des dépenses publiques au PIB au Brésil, Congo et en RD Congo.

	Brésil	Congo	RD Congo
Moyenne	0.15	0.17	0.09
Médiane	0.16	0.17	0.09
Maximum	0.22	0.25	0.22
Minimum	0.08	0.12	0.04
Kurtosis	1.21	2.36	6.34

Source : L'auteur à partir des données de la Banque mondiale.

IV. ANALYSE THEORIQUE DANS LE CADRE DU MODELE IS-LM

Les dépenses publiques sont l'une des composantes de la demande globale. Si elles augmentent, la dépense prévue croit pour tout niveau de revenu donné. Une hausse ??? des dépenses publiques induit un glissement proportionnel de la droite des dépenses prévues vers le haut, comme le décrit le graphique ci-contre. L'équilibre de

l'économie se déplace donc du point?? vers le point??³.

³Mankiw, G. (2009). Macroéconomie (éd. DeBoeck). (N. Horizons, Éd., & Naboulsy, Trad.) Ouvertures économiques. p.374

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 12 sur 123

Figure 1: Effet d'une hausse des dépenses publiques à l'équilibre keynésien.

Source : Macroéconomie (G.Mankiw) : Page 374..

Ce graphique montre qu'une hausse des dépenses publiques induit un accroissement plus que proportionnel du revenu. Le rapport LY/LG s'appelle « multiplicateur » des dépenses publiques. Cette grandeur nous indique de combien augmente le revenu en réaction à une hausse de 1 u.m des dépenses publiques. L'équilibre keynésien implique que ;

LY/LG> 1

On peut bien se poser la question de savoir pourquoi la politique budgétaire a-t-elle un effet multiplicateur sur le revenu ? La réponse est du fait que selon la fonction keynésienne de la consommation ;

C= c(Y- T) (1)

Toute hausse du revenu induit une consommation accrue. Or, l'accroissement des dépenses publiques augmente le revenu qui à son tour augmente la consommation et ainsi de suite. Et dans les conditions d'équilibre, la hausse du revenu induite par un accroissement des dépenses publiques est supérieure à celui-ci. Etant expliqué, le mécanisme multiplicateur peut -être décrit dans la figure ci-contre :

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 13 sur 123

Figure 2: Mécanisme multiplicateur « Schéma A-B-C-D ».

Source : L'auteur.

Le mécanisme multiplicateur décrit dans le schéma A-B-C-D nous montre le processus déclenché par une simple modification ou déplacement d'équilibre LA au graphique A avec les dépenses publiques qui croissent de A1 à A2. Dans ce graphique il est intéressant d'observer la pente de la droite qui permet de faire observer la sensibilité de la variation du revenu causée par la variation de 1 u.m des dépenses publiques. Les conséquences de ce déplacement d'équilibre au graphique A de A1 à A2 se projette au graphique B où on a cette fois-ci le revenu sur l'axe des abscisses et la consommation aux ordonnées. Ici également avons tenu à ce que le graphique ne se déroge pas des principes théoriques. Ainsi, fort est de constater que la variation de revenu de B1 à B2 est nettement supérieure à la variation de la consommation, cela pour rester dans la logique selon laquelle la propension (marginale ou moyenne) reste toujours inférieure à 1 soit (0 < PMC < 1). Ce déplacement d'équilibre de B1 à B2occasionne un processus du graphique C avec un déplacement de C1 à C2. Nous constatons une pente de 45° qui peut être expliqué du fait que tout accroissement de la consommation est globalement capté dans le revenu en se référant à l'identité comptable du revenu ;

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 14 sur 123

Y=C+I+G+NX (2)

Ce schéma prend fin avec le graphique D plus ou moins similaire au graphique B avec la seule différence que la consommation au graphique B est remplacée par les dépenses publiques. Dans ce graphique nous observons la réactivité des dépenses publiques pour la période suivante.

Nous avons expliqué pourquoi et comment l'effet multiplicateur se réalise. Portons maintenant notre analyse sur la valeur que peut prendre ce dernier. Pour s'en faire, retraçons chacune des étapes de la variation du revenu. Au départ, une hausse ?G des dépenses publiques induit une hausse équivalente du revenu. Cet accroissement se traduit à son tour par une hausse de la consommation équivalant à PMC x ?G où PMC est la propension marginale à consommer. Cette hausse de la consommation augmente à son tour les dépenses publiques et le revenu. Cette deuxième hausse du revenu, égale àPMC x ?G, entrainne un nouvel accroissement de la consommation, cette fois à concurrence dePMC x (PMC x ?G), ce qui accroit une nouvelle fois la

dépense et le revenu, et ainsi de suite⁴.

Le multiplicateur des dépenses publiques est donc ;

?Y 1

=

?G (1- PMC)

On peut procéder de la même manière pour le multiplicateur fiscal. Avec la même démarche, mais cette fois ci nous manipulerons ?T à la place de?G. On aura après développement on obtient :

?Y -PMC

?T =
	1 - PMC

Disons que cette expression (?Y/?T:lemultiplicateurfiscal) indique de combien se modifie le revenu en réaction à une variation de 1 u.m des impôts (le signe négatif indique donc que le revenu réagit en sens contraire de la variation des impôts).

V. LA SENSIBILITE DES INVESTISSEMENTS SOUS L'EFFET DELA POLITIQUE BUDGETAIRE

⁴(Mankiw, 2009)op. cit. p.375

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 15 sur 123

Partons d'une hypothèse simple selon laquelle lorsqu'il y a une augmentation des dépenses publiques, par la suite celle du revenu, nous obtiendrons une augmentation de la consommation d'une part, et celle du stock de l'épargne d'autre part, de l'ordre de :

??? X 1 - ??????

De sorte que si on additionne « ??? X ?????? » (la quantité du revenu consacrée à la consommation suite à l'augmentation du revenu) à « ??? X 1 - ?????? » (la quantité du revenu consacré à l'épargne), on obtienne :

??? 1 - ?????? + ??? ?????? = ???

Or on sait que l'investissement est fonction du taux d'intérêt et de l'épargne (du point de vue investissement interne) donc en réaction de l'augmentation du revenu qui à son tour augmente la demande et le stock d'épargne, le marché peut absorber justement cette épargne pour tout niveau donné de taux d'intérêt, de manière à tirer profit de cette augmentation de la demande qui se profile. Schématiquement on peut retracer le processus comme suit :

Figure 3: Processus multiplicateur dans une économie.

Source : L'auteur.

Au regard du schéma qui décrit ce processus, nous pouvons conclure d'un déplacement de la courbe IS sous l'effet de la politique budgétaire, ainsi qu'une certaine corrélation entre les investissements et les dépenses publiques (Il s'agit de dire en quelque sorte que les investissements sont en partie influencés par les dépenses publiques). Restons tout d'abord dans le cadre du modèle IS-LM en décrivant comment la politique budgétaire déplace la courbe IS.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 16 sur 123

La courbe IS représente pour tout niveau de taux d'intérêt donné, le niveau de revenu qui amène le marché des biens et services à l'équilibre comme nous l'apprend l'équilibre keynésien pour comprendre que le niveau de revenu dépend également de la politique budgétaire.

Ainsi, la courbe IS se trace à une politique budgétaire donné⁵.

Figure 4: Déplacement de la courbe IS vers le haut sous la hausse des dépenses publiques.

Source : Macroéconomie (Page 382)

De toutes les fluctuations économiques de l'histoire, celle qui ressort comme particulièrement importante et scientifiquement riche est la grande dépression. Dans les années 30, les Etats-Unis et bien d'autres pays ont connu un chômage massif et une chute substantielle des revenus⁶. Malheureusement cette période se trouve en dehors du cadre temporel que nous nous sommes fixé dans le cadre de cette étude (1970-2010). Néanmoins, on peut de façon compensatoire, prendre la période comprise entre 1990 et 1995 pour l'ensemble des pays que nous avons mis sous études pour notre travail. Ainsi, nous avons pu constater que ; confrontés aux

⁵(Mankiw, 2009)op. cit. p.382-383 ⁶(Mankiw, 2009) op. cit. p.363

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 17 sur 123

situations réelles des pays du Brésil, du Congo et de la RD Congo, les investissements ne suivent pas toujours le rythme des dépenses publiques.

VI. DEMARCHES DE STABILISATION

Le gouvernement s'attache à promouvoir une croissance économique viable et soutenue ainsi qu'une réduction durable de la pauvreté. Les recherches attestent qu'une solide position budgétaire est fondamentale pour assurer la stabilité macroéconomique, laquelle est de plus en plus reconnue comme un facteur essentiel à une croissance soutenue et au recul de la pauvreté⁷. Dans ce contexte, un ajustement budgétaire avisé peut également permettre de mobiliser l'épargne intérieure, promouvoir une meilleure affectation des ressources et contribuer à la réalisation des objectifs de développement. En suivant cette logique, la politique de stabilisation passant par l'ajustement budgétaire se heurte aux problèmes suivant :

? Quand faut-il mettre en oeuvre l'ajustement budgétaire ?

? Comment faut-il évaluer la position budgétaire ?

? Comment assurer la réussite à l'ajustement budgétaire ?

? Comment mettre en oeuvre l'ajustement budgétaire ?

? Comment les institutions peuvent-elles appuyer l'ajustement budgétaire ?

Cet ensemble des questions résument le contexte pratique dans lequel se déroule un programme de stabilisation. Ces questions constituent les clés de passages d'un point de vue analytique pour un programme d'ajustement budgétaire. Nous ne voulons pas tenter de répondre à toutes les questions posées dans ce contexte pour donner plus de contenu à notre travail, mais nous voulons sur tout nous concentrer sur le point qui a une incidence manifeste sur notre travail.

Se faisant, il est important de rappeler que notre travail se veut un bilan de long terme qui veut mettre en évidence l'efficacité des politiques budgétaire dans les pays que nous avons mis sous études en analysant l'impact de celle-ci sur toutes les composantes du revenu global et en fin de compte de façon spéciale, l'impact de cette mêmes politiques budgétaires sur le revenu.

Les pays en développement connaissent depuis le début dans années 1980, des problèmes récurrents d'instabilité macroéconomique qui sont passés au premier rang des préoccupations concernant le système monétaire international, SMI en

⁷Daniel, J., David, J., Fouad, M., & Van Rijckeghem, C. (2006). L'Ajustement budgétaire comme instrument de stabilité et de croissance.FONDS MONETAIRE INTERNATIONAL.p.32

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 18 sur 123

sigle⁸. Au cours des 30 dernières années la situation dans les pays que nous avons mis sous études se présente de façon contraste. Ce qui exige une analyse au cas par cas :

1. BRESIL

Aux Amérique latines la crise commence en 1982 lorsque le Mexique avance que la banque centrale ne dispose plus de réserves de change et que le pays ne peut plus assurer le remboursement de sa dette étrangère. Les banques des pays industrialisés anticipent des défauts similaires en Argentine, au Brésil, ou au Chili et décident de ne pas renouveler leurs crédits demandant le remboursement dans anciens prêts afin de réduire leurs risques⁹. Cette situation occasionnera une rupture du rythme de croissance engagée depuis 1970, une chute du revenu, des investissements, des investissements directs étrangers et des consommations de ménages, ajouter à cela une inflation galopante que les nombreuses tentatives de stabilisation et les réformes monétaires ne parviennent pas à juguler. Le brésil mettra plus de temps à maitriser son inflation que d'autres pays comme l'Argentine par exemple.

⁸Krugman, P. (2009). Economie internationale (éd. DeBoeck). (N. Horizons, Éd.) Pearson Education. p.661 ⁹Idem p.674

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 19 sur 123

Figure 5: Evolution des investissements directs étrangers au Brésil.

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{Investissements Directs Etrangers}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

En 1994, le pays introduit une nouvelle monnaie, le « REAL » avec une parité fixe à l'égard du dollar américain. En 1995 le Brésil réussit à défendre la nouvelle parité de sa monnaie au prix de nombreuses faillites bancaires, puis adopte un régime de crowling peg¹⁰ qui autorise le REAL à s'apprécier modérément en terme nominaux. Parce que cette appréciation est inférieure au différentiel d'inflation entre les deux pays, la monnaie brésilienne s'apprécie en termes réels ce qui contribue à l'affaiblissement de la compétitivité du pays sur les marchés internationaux. Cette politique qui s'accompagne de taux d'intérêts élevés et d'une augmentation du chômage permet de réduire fortement l'inflation, qui passe d'un rythme annuel de plus de 2500% en 1994 à moins de 10% en 1997¹¹.

¹⁰Lahrèche-Revil, A. (1999). L'économie mondiale 2000. Paris: La Découverte, collection Repères.p.93-95 ¹¹(Krugman, 2009) op. cit. p.675-676

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 20 sur 123

Figure 6: Les investissements bruts et l'évolution du taux d'inflation au Brésil.

^Investissements

^Inflation

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

2. REPUBLIQUE DEMOCRATIQUE DU CONGO

La situation de la République Démocratique du Congo est depuis les années 1970 très marquée par des chocs ; avec la chute des cours des matières premiers, l'entrée au programme d'ajustement structurel, la période de l'hyperinflation, etc.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 21 sur 123

Figure 7: Evolution du PIB de la République Démocratique du Congo.

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{PIB de la RDCongo}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

L'histoire économique récente de la RDC Congo est jalonnée de plusieurs tentative d'assainissement et de redressement confrontées aux des équilibrés financiers, à la montée de l'endettement et à la stagnation de la production le pays a été contraint, dans les années 1970 et 1980 d'adopter les politiques de stabilisation et d'ajustement structurel recommandées par ce FMI et la Banque Mondiale. Malgré la succession de plans économiques financés par les institutions internationales depuis l'accessoire à l'indépendance, l'inflation le déficit budgétaire et la dette du pays n'ont fait que croitre. Au début des années 1990, la Banque Mondiale et le FMI suspendirent leur aide et la plupart des interventions bilatérales furent arrêtées. La RDC incapable de faire face aux échéances de payement de la dette, les lignes de crédits du FMI furent arrêtées en février 1992, celles de la banque mondiale en juillet 1993. Malgré l'introduction d'une nouvelle monnaie (le nouveau zaïre NZ) la gestion des devises ne stoppe pas que l'inflation atteigne 9800% en 1994, les prix en magasin changeant plusieurs fois au jour, la situation de la RD Congo restera mitigée jusqu'en 2002¹².

Dans un certain point de vue il faut prendre cette date car à partir de cette année au ne comptera plus de façon sensible de événements qui viennent perturber le cadre macroéconomique, jusqu'à parler de la crise financière 2008-2010.

¹²Wikipédia. (2012). Economie de la RD Congo. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia/wiki/Economie_de_la_RDCongo

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 22 sur 123

Figure 8: Les investissements bruts et l'évolution du taux d'inflation au République Démocratique du Congo.

^Investissements

^Inflation

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

3. REPUBLIQUE DU CONGO

Prise de façon isolée, la littérature de crise économique reconnait à la république du Congo une situation économique moins perturbée sur le long terme entre 1970 et 2010.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 23 sur 123

Figure 9: Evolution du PIB de la République du Congo.

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{PIB du Congo}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

Globalement, la situation s'est aggravée entre 1992 et 1997 par des dettes lourdes engagées par les autorités sur les ressources pétrolières, dans le but de financer les guerres tribales. L'enlisement dans la mauvaise gouvernance et le manque de véritable stratégie pour le développement économique et social ont fait inscrire le Congo malgré la richesse et la diversité de ses ressources à l'initiative de Pays Pauvres Très Endetté (PPTE)¹³. Avec à la clé un DSRP et une réduction si pas un allégement de la dette.

Figure 10: Les investissements bruts et l'évolution du taux d'inflation en République du Congo.

^Investissements

^Inflation

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

Voilà que nous avons présenté de façon panoramique et résumé l'historique économique des pays que nous avons sélectionné dans le cadre de notre étude.

¹³Wikipédia. (2012). Economie de la République du Congo. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia.com/wiki/Economie_du_Congo

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 24 sur 123

Quelle est ou quelle a été la politique de stabilisation selon le cas.

En principe, la politique budgétaire est utilisée par les états comme un instrument contracyclique de régulation économique pour lisser (partiellement) les cycles économiques : l'état doit augmenter ses dépenses lors de période de récession ou ralentissement économique, ce qui généralement augmente le déficit budgétaire. En revanche, lors des périodes de forte activité (surinvestissement et bulle spéculative, inflation en hausse,..) il doit diminuer ses dépenses¹⁴ c'est ainsi que se définit généralement les politiques de stabilisation à court et moyen terme.

Comment les responsables politiques devraient-ils réagir face aux fluctuations économiques ?

Pour certains, l'économie est fondamentalement instable. De ce point de vue, elle enregistre fréquemment des chocs d'offre et de demande. A moins que les responsables politiques n'utilisent la politique monétaire et budgétaire pour stabiliser l'économie, ces chocs induisent d'inutiles et inefficaces fluctuations de la production, de l'emploi et l'inflation. Selon l'expression populaire la politique macroéconomique devait « aller contre le vent »stimulant l'économie lorsqu'elle est déprimée et la ralentir lorsqu'elle menace de surchauffée¹⁵. Dans le cadre de notre travail, nous allons nous concentrer sur les implications budgétaires des politiques de stabilisation. De ce fait, on se posera quelques question de passage pour en apporter un jugement plus au moins quantitatif basé sur la relation entre la politique budgétaire et la production, les deux exprimés respectivement en dépenses publiques et revenu global.

VII. EVALUATION DE LA POSITION BUDGETAIRE

La plupart des politiques de stabilisation passent par des ajustements budgétaires. Les derniers ont de nombreux objectifs. Ainsi, il existe plusieurs façons de les mesurer. Même le plan d'ajustement le mieux conçu échouera s'il repose sur des indications budgétaires erronées. Etant donné la diversité des problèmes, des objectifs et des structures économiques aucune mesure ne saurait convenir en toute circonstance. Les pratiques des pays reflètent cette diversité et les normes statistiques internationales elles-mêmes évoluent à mesure que les pays adoptent le manuel de statistique de finances publiques de 2001 du FMI. De ce point de vue, les principales questions concernent la définition de ce qui doit être dans le secteur

¹⁴(Wikipédia, Politique budgétaire, 2012)op. cit. ¹⁵(Mankiw, 2009) op. cit. p.556

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 25 sur 123

public, le moment où les opérations budgétaire doivent être comptabilisées et les indicateurs à utiliser¹⁶.

De façon intuitive, nous avons décidé d'évaluer la position budgétaire en comparant premièrement la part des dépenses publiques dans le revenu global c'est-à-dire :

Étant donné qu'en règle générale, en période d'expansion économique, l'état profite plus à réaliser dans la mesure du possible une épargne publique et obtenir une réduction du déficit, la politique budgétaire suit un rythme plus ou moins restrictif. Dans la même période pendant que l'état s'occupe à contenir au mieux ses dépenses, le secteur privé se positionne de plus en plus au sein de l'économie en déployant des investissements qui augmenteront en conséquence en part du PIB.

Etant décrit, il parait nécessaire d'observer l'évolution des ratios dépenses publique/PIB et investissements/PIB de façon comparée en se basant sur des hypothèses suivants :

1. Dans un environnement économique normal, les investissements tendent à avoir une part plus élevée dans le revenu global que la dépense gouvernementale et l'inverse commence à se produire quand il y a dégradation de l'environnement économique.

2. Dans un environnement économique marqué par une part plus élevés des dépenses publiques que les investissements dans le revenu et les perturbations très prononcées du revenu, il y a une certaine prépondérance des importations sur les exportations ce qui se traduit par une balance commerciale déficitaire.

Ces hypothèses sont contradictoires c'est-à-dire tous les cas qu'on aura à traiter si on confirme l'un on doit nécessairement rejeter l'autre.

Dans ce contexte, la situation dans les 3 pays se présente comme ceci :

¹⁶(Daniel, David, Fouad, & Van Rijckeghem, 2006)op. cit. p.16-17

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 26 sur 123

Figure 11: Ratios des dépenses publiques au PIB et des investissements au PIB (Brésil).

^Bresil

.²⁸

^.24 ^.20 ^.16 ^.12 ^.08

^-6

^-5

^-4

^-3

^-2

^-1

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{RATIO_GOUV RATIO_INVEST}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

Figure 12: Ratios des dépenses publiques au PIB et des investissements au PIB (République du Congo).

^Congo

^-7

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{RATIO_GOUV RATIO_INVEST}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 27 sur 123

Figure 13: Ratios des dépenses publiques au PIB et des investissements au PIB (République Démocratique du Congo).

^RDCongo

.^30 ^.25 ^.20 ^.15 ^.10 ^.05 ^.00

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{RATIO_GOUV RATIO_INVEST}

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

Partant de données disponibles nettement reprises dans ces graphiques nous avons observé au Brésil la confirmation de notre première hypothèse vers 1995. En outre, ce passage de relais n'est constaté qu'entre 1987 et 1990 au Congo et de façon entrelacée en RD Congo.

Ainsi donc, la situation des deux Congo échappe un peu à notre entendement. De façon plus au moins corrélée, la situation de la République Démocratique du Congo correspond à son évolution économique. En appliquant le filtre de Hodrick-Prescott sur la série chronologique du revenu global, l'évolution du revenu en République Démocratique du Congo ne présente pas une tendance prononcée dans le temps contrairement à la situation du Brésil et du Congo.

Par conséquent, la situation de la république du Congo nous semble un peu plus complexe. Plus loin au chapitre II nous avons mis au clair la situation de ce dernier

pays en appliquant des techniques économétriques appropriées. Puis qu'il n'est
pas encore question d'une analyse économétrique que nous aborderons dans le second chapitre, nous allons voir encore plus loin dans l'évaluation de la position des politiques budgétaires.

Des instruments utiles d'évaluation de la situation des politiques budgétaires à moyen terme sont les déficits budgétaires structurels et la mesure d'impulsion budgétaire développée par le FMI et l'OCDE. L'idée centrale est qu'une évaluation correcte des stratégies budgétaire à moyen terme requiert de déterminer la mesure dans laquelle les variations des soldes budgétaires courants sont le reflet des facteurs structurels, en particulier les mesures discrétionnaires des politiques

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 28 sur 123

budgétaires, plutôt que des mouvements cycliques. Cette distinction est importante car les variations du solde budgétaire attribuable au cycle des affaires (ou aux fluctuations à court-terme de la demande globale) peut être considérées comme auto-correctrice, alors que ces variations des déficits dues aux facteurs structurels peuvent être compensées uniquement par des mesures discrétionnaires. Enlever la composante cyclique auto-correctrice du solde budgétaire observé fournit des indications plus précise des positions budgétaire à moyen terme l'indication qui en résulte est le solde budgétaire structurel¹⁷.

Les calculs des soldes budgétaires sont typiquement fondés sur une des deux approches suivantes :

- Dans la première approche, les élasticités budgétaires sont utilisées pour ajuster les recettes ???? et les dépenses totales ???? pour des variations dans le "??????" de production cyclique, ?????? défini comme la différence entre la production courante et potentielle, dans le but de générer directement une estimation du niveau du déficit budgétaire structurel????.

???? = ???? - ???? = ?? 1 - ???? ?????? - ?? 1 - ?????????? .

Où ???? et ???? sont respectivement les élasticités des dépenses et recettes à la production.(Lahrèche-Revil, 1999)

- Dans la seconde approche utilisée par le FMI, les composante cycliques des recettes et des dépenses sont exprimées comme des ratios par rapport au PIB et sont directement estimées en utilisant les ratios par rapport au PIB et sont directement estimées en utilisant les paramètres qui décrivent la réponse cyclique des recettes et des dépenses aux variations du "??????" de production cyclique. Le déficit budgétaire ?? est défini en pourcentage du PIB est défini comme la différence entre le ratio des dépenses totales observées au PIB, ?? et le ratio de la recette au PIB ??

?? = ??- ??

En décomposant les ratios de recettes et des dépenses en composantes structurelles (???? et??_??) et un composante cycliques (???? et??_??), il en résulte que :

?? = (???? + ????) - ( ???? + ????)

La différence entre les composantes cycliques des recettes et les dépenses mesure l'impact des effets cycliques sur le déficit budgétaire :

?? = ???? - ???? = ?????????? - ??????????

17	(Agenor, 2000) op. cit. p.106

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 29 sur 123

Où ????et ????désignent respectivement la réponse cyclique des ratios de recettes et des dépenses à une hausse d'un point de pourcentage du "??????" et de production cyclique. L'effet global du cycle économique sur le budget est donné par la différence des deux paramètres de réponses cycliques ???? - ????. Le déficit budgétaire structurel, ???? est la déférence entre les déficits budgétaires caurant et cycliques.

????= ?? - ????

Les deux approches sont en fait équivalentes, car les paramètres de réponse cyclique ????et ???? et les élasticités de recettes et des dépenses ???? et ????sont liés par :

??

??)

??

???? ???? - 1 (??) ???????? ???? - 1 (

?? et??

Au sont les ratios des recettes au PIB et au dépenses au PIB. Cependant,

?? ??

présenter les estimations sous forme de ratios facilite l'évolution de la sensibilité des estimations des soldes budgétaires structurels aux variations des hypothèses sur le "??????" de production cyclique et la réponse cyclique du budget.

Un aspect clé de l'ajustement cyclique est l'estimation de la production potentielle. Pour le pays industrialisés, une approche courante est d'estimer d'abord une fonction de production reliant la production au capital, au travail et à la productivité totale des facteurs. La production potentielle est alors estimée comme le niveau de production qui est compatible avec ce qui est considéré comme une utilisation normale du capital et avec le taux de chômage naturel qui apparait compatible avec une croissance stable au salaire nominal et l'inflation. Ceux-ci sont à leur tour estimés en enlevant les variations cyclique des taux de participation au marché du travail, la productivité factorielle totale et le chômage. Cependant, dans les pays en développement cette approche n'est pas faisable en raison de l'absence de années a défauts et fiable sur les variables comme le stock de capital.

La production potentielle est souvent approximée par le trend de la production qui peut être estimé par le filtre de Hodrick -Prescot¹⁸.

Nous sommes en fin sur le point de conclure ce sujet concernant la position de la politique budgétaire que nous avons orienté vers l'ajustement budgétaire. Les estimations que nous avons faits pour lesquels les résultats sont non satisfaisantes pour la situation de la République Démocratique du Congo, sont basés sur le fait que les recettes publiques proviennent généralement de la fiscalité de la parafiscalité des

18	(Agenor, 2000) op. cit. p.106-109

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 30 sur 123

taxes domaines, des revenues des actifs détenu par le secteur public qui pour l'équilibre doit minimiser l'apport des emprunts des aides et autres subventions externes.

De ce fait, les recettes doivent être en moyenne partie expliquées par le volume de la consommation des ménages, des investissements et du volume des échanges commerciaux en général la balance commerciale en particulier car ce sont ces composantes qui mobilisent les recettes fiscales et non fiscales. Il ne nous a pas paru très surprenant que nos estimations ne soient pas significatif pour le cas de la RD Congo, car les recettes au niveau des revenus publics dont disposent l'Etat en RD Congo sont de façon considérable alimentés par l'aide étrangère et l'emprunt.

Le volume exact de l'ajustement budgétaire dépend des circonstances propres aux pays de leurs objectifs et de leurs difficultés et doit être évalué par rapport à un scénario de référence (politiques inchangés).

La méthode de l'arbre de décision permet de préciser l'ampleur de l'ajustement nécessaire

1) La viabilité (ou le financement) de la dette publique est-elle contraignante ?

2) A défaut est-il nécessaire de stabiliser la situation macro-économique ?

3) En cas de réponse négative aux questions 1 et 2, la politique budgétaire dispose d'une large marge de manoeuvre pour atteindre directement les objectifs de développement.

Deux seules de ces 3 questions nous intéressent de façon pertinente ? ASSURER LA VIABILITE DE LA DETTE PUBLIQUE

Dans les pays qui ont des problèmes de viabilité de la dette publique, la viabilité budgétaire doit reposer sur un assainissement des dépenses publiques à moyen terme. Dans ce cas, l'objectif prioritaire est d'améliorer le solde primaire pour qu'il concorde avec la viabilité de la dette. Plus l'amélioration est lente, plus elle devra être importante car le ratio dette/PIB continuera à augmenter dans l'intervalle¹⁹.

? STABILISER LA SITUATION MACRO-ECONOMIQUE.

Le montant exact de l'ajustement budgétaire dépend étroitement de la qualité et du type de mesure adoptée. Dans l'idéal, il convient d'utiliser un véritable modèle macro-économique qui relie la politique budgétaire aux objectifs macroéconomique par une série d'équation bien définies. Dans la pratique, les

¹⁹(Daniel, David, Fouad, & Van Rijckeghem, 2006)op. cit. p.28

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 31 sur 123

modèles sont rarement disponibles, notamment dans les pays en développement.

Dans les programmes d'ajustement soutenus par le FMI, le cadre méthodologique type utilisé pour la conception des politiques budgétaire est généralement appelé ; « Cadre de programmation financière » généralement précisé sous forme de cibles de croissance, d'inflation et de balance des paiements. Le programme financier fait l'objet d'une formulation distincte dans un ensemble des comptes économiques et financiers (principalement le compte du revenu national et celui du produit national, la balance des paiements et les comptes budgétaires et monétaires) qui compose un cadre cohérent pour l'analyse des politiques.

L'une des exigences fondamentales imposes aux programme financiers est que le financement du déficit budgétaire doit être conforme aux objectifs et aux contraintes macroéconomiques. Les aspects suivants sont particulièrement importants.

? Les emprunts extérieurs doivent être basés sur une évaluation de la balance des paiements de l'appétit du marché pour les obligations souveraines, des perspectives d'autres emprunts officiels et des entrées de capitaux attendues par l'intermédiaire du système bancaire.

? Les emprunts intérieurs doivent être basés sur des hypothèses concernant l'évolution de la liquidité au sens large, qui est elle-même dépendante de l'évolution de la demande de monnaie (étant donné les paramètres macroéconomique tels que la croissance et l'inflation) sur les projections relatives aux avoirs extérieurs qui soient compatibles avec les projection de la balance des paiements et sur des hypothèses concernant le crédits au secteur privé elles-mêmes compatibles avec les projections de croissance ^20.

Au cours de ce long et rigoureux exposé, nous avons montré que l'analyse des fluctuation macroéconomique est utile pour spécifier les modèles macroéconomique appliqués pour évaluer le type de chocs qui ont dominé les fluctuations au cours d'une période particulière et pour évaluer l'effet probable (étant donné la structure des décalages chronologiques) entre les variations des instruments de politique économique et la production intérieure.

Une procédure simple est d'utiliser, dans un premier temps le filtre de Hodrick-Prescott (HP) pour extraire le composant trend de chaque série. Les deux hypothèses principales sous-jacents à la décomposition HP sont que le trend est stochastique

²⁰(Daniel, David, Fouad, & Van Rijckeghem, 2006)op. cit. p.31

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 32 sur 123

mais évolue lentement au cours du temps et que la composante cyclique est indépendante. D'autres techniques de filtrage peuvent aussi être utilisées pour vérifier la robustesse.

Plus loin, la programmation financière fondée sur le modèle Polak et ses prolongements reste au coeur des exercices de politiques macroéconomiques conduites par le FMI.

En définitive, il convient néanmoins de souligner que les politiques macroéconomiques opèrent avec des retards qui peuvent être assez longs bien que les politiques économiques de court terme sont estimées avoir un impact plus rapide que les mesures d'offre. Des longs retards dans les effets de politiques économique peuvent être en partie dus aux anticipations des agents économiques sur la souténabilité perçue des publiques économiques. Plus la probabilité de retournement de la politique économique est élevée plus la réponse sera différée. Prendre en compte ces retards dans des exercices opérationnels est important mais cela n'est pas toujours fait, surtout dans le cadre des ajustements budgétaires.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 33 sur 123

CHAPITRE II: APPROCHE ECONOMETRIQUE

I. STATIONNARITE

1. DEFINITION ET PROPRIETES

Une série chronologique est dite « Stationnaire » si elle n'a ni trend (tendance) ascendant ou descendant, ni changement de la variabilité autour de la moyenne, ni profil saisonnier dans le temps²¹.

La plus part des variables économiques présentent des tendances fortement prononcées. Celles-ci ne sont pas stationnaires, et donc non susceptibles d'être analysées avec les techniques modernes. Dans bien des cas, la stationnarité peut être obtenue par simple différenciation ou autre transformation simple. Mais de nouveaux problèmes émergent lorsqu'on analyse une série non stationnaire²².

La difficulté réside dans le fait qu'il existe différente source de non stationnarité et qu'à chaque origine de non stationnarité est associée une méthode propre de stationnarisation. Nous avons donc commencé dans cette section par présenter deux classes de processus non stationnaires, selon la terminologie de Nelson et Plasser (1982) : Les processusTS (Time Stationary) et le processusDS (Differency Stationary)²³.

1) LES PROCESSUS TS

Commençons par définir ce qu'est un processus TS pour Trend Stationary, selon la terminologie proposée par Nelson et Plasser(1982).

X_t, t E 7Lest un processus TS s'il peut s'écrire sous la forme ;

X_t = f (t) + Z_t

Ou f (t)est une fonction du temps et Z_t est un processus stochastique stationnaire.

Dans ce cas, le processus X_t s'écrit comme la somme d'une fonction déterministe du temps et d'une composante stochastique stationnaire, éventuellement de type

²¹Mfumunzanza, T. & Lusenge, A. (2010). Note de cours d'Econométrie (2010-2011). p.74

²² Green, W. (2005). Econométrie. Pearson Education. p.614

²³Hurlin, C. (2003). Note de cours d'économétrie Appliquée (Maitrise d'économétrie appliquée).p.3

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 34 sur 123

ARMA. Dès lors, il est évident que le processus ne satisfait plus la définition de la stationnarité du second ordre. En effet, on montre immédiatement que :

M_t)= f(t) + z

Où z = E(z_t), dépend du temps, ce qui viole la seconde condition de la définition d'un processus stationnaire.

L'exemple le plus simple d'un processus TS est celui d'une tendance linéaire perturbée par un bruit blanc. On pose ;

f (t) = a0 + a1tetz_t = E_t, d'où :

X_t= a0 + a1t+ E_t

Avec (a0, a1 ) E 118², E_tiid (0, d). Dans ce cas, on vérifie que le processus X_t est non stationnaire puisque l'espérance, E(X_t) = a0 + a1t, dépend de t. En revanche, le processus Y_tdéfini par l'écart entre X_t et la composante déterministef(t) = a0 + a1t, est quand à lui stationnaire²⁴.

2) LES PROCESSUS DS

X_t, t E 7Lest un processus DS (Differency Stationary) d'ordre "d" où d désigne le nombre ou l'ordre d'intégration, si le processus filtré défini par (1 - L)^dX_t est stationnaire. On dit aussi que Y_t est un processus intégré d'ordred, noté I(d) à l'exemple des investissements directs de l'étranger au Brésil.

On peut encore faire intervenir le même raisonnement pour tester la nature du processus en le régressant en fonction du temps. Comme on a fait pour le processus TS avec les dépenses publiques du Congo, on peut cette fois-ci prendre les dépenses publiques en RD Congo pour le processusDS.

2. ENJEUX DE LA DIFFERENCIATION TS & DS

1) ENJEUX STATISTIQUE

Le fait de savoir si la sérié statistique est une réalisation d'un processus du type DS ou TS conditionne d'une part le choix du modèle économétrique qui doit être utilisé.

²⁴(Hurlin, 2003)op. cit p.7

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 35 sur 123

Mais de façon plus fondamentale et insidieuse cela conditionne les propriétés asymptotiques des estimateurs des paramètres de ce modèle et donc par conséquent les propriétés asymptotiques des statistiques de tests usuels sur les paramètres. Si le processus est stationnaire on retrouve les propriétés standards du cours d'économétrie de base, mais si le processus est non stationnaire, et en particulier????, ou alors des propriétés asymptotiques particulières²⁵.

Pour bien prendre la mesure des enjeux statistiques, nous avons mené une petite expérience. Soit deux marches aléa lais ???? et ???? qui n'ont aucun lieu n'entre elles :

???? = ????-1 + ????

????= ????-1 + ????

Avec ?????? 0, ????² ??????7 ?? (0, ??_??²) avec ?? = 40, ????² = ????² = 1. A partir de deux

réalisations de ces deux processus on estime le modèle suivent par la méthode des MCO :

???? = ??0 + ??1 ???? + ????

De façon théorique on sait que??1 = 0, puisqu'il n'existe pas une relation ????????????

Il suffit de considérer deux séries non stationnaires, par exemple des séries possédant une tendance croissante relativement similaire, et de les régresser l'une sur l'autre. Si l'on tient à la significativité du paramètres on pourra dire que les dépenses publique au Congo est une variable explicative très importante dans la détermination des investissements au Brésil. Il ne restera plus qu'à trouver leur justification économique.

2) ENJEUX ECONOMIQUE

La mise en évidence de la non-stationnarité d'origine stochastique a tout d'abord conduit à une remise en cause générale des schémas de décomposition tendance/cycle. Ce type de décomposition est utilisé dans de nombreux champ de l'économie appliquée mais plus particulièrement en macroéconomie. En effet, en macroéconomie appliquée, la décomposition des principales séries connue le PIB, le taux de chômage, en une composante tendancieux et un écart conjoncturel est très

souvent employée. Sur le plan théorique, elle se justifie par la relative
interdépendance des théories traditionnelles de la croissance par rapport aux théories des fluctuations conjoncturelles, souvent inspirées de thèses keynésiennes

²⁵Idem. p.15

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 36 sur 123

ou monétaristes. Or déjà à la suite de la crise des années 70, la rupture de rythme de croissance des économies occidentales avait conduit à s'interroger sur cette méthode de décomposition, puisqu'une composante tendancielle affine du temps ne permet pas de rendre compte de cette évolution. Les plus optimistes assimilaient le ralentissement économique à l'effet transitoire d'un choc sur la composante d'écart conjoncturel (composante cyclique). Pour d'autres, au contraire, les années 70 marquaient une rupture de tendance, ou tend remettre en cause le statut déterministe de la composante tendancielle.

L'extraction d'une tendance est en effet une méthode de stationnarisation propre aux processusTS, et ne s'applique pas au processusDS. Ainsi, la régression d'un processus DS sur une tendance déterministe peut engendrer dans résultats totalement fallacieux²⁶.

3. CONSEQUENCES D'UNE MAUVAISE STATIONNARISATION DU PROCESSUS

Pour stationnariser un processusTS, il convient de retirer la composante déterministe f(t) en régressant la sérieX_t sur le plan défini par les puissances de t. Pour le processusDS d'ordre d on applique le filtre aux différences(1 - L)^d27.

1) CONSEQUNCE SUR UN PROCESSUS TS

Considérant un processus TS :

x_t = y + 13t + E_toùE_t ~BB (0, d)

On applique à ce processus un filtre aux différences premières. A priori comme le degré du polynôme est 1, ce filtre peutêtre considéré comme correcte puisqu'un filtre aux différences d'ordre « d » élimine le polynôme du même degré :

L x_t = (1 - L)¹x_t = x_t - xt-1 = 13 + E_t + Et-1

On remarque que l'on a introduit une racine unitaire dans les processus des erreurs²⁸.

²⁶(Hurlin, 2003)op. cit. p.17-18 ²⁷Idem. p.36

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 37 sur 123

Par conclusion, la différenciation d'un processus ???? conduit à une autocorrélation fallacieuse du résidu du filtre, dans la mesure où la fonction génératrice d'auto covariance ??(??) ne correspond pas à celle d'un bruit blanc. Donc le fait d'avoir differencié ???? a introduit un autocorrelation d'ordre 1 de l'innovation du processus???_?? qui n'existait pas dans la composante stationnaire du processus ???? = ?? - ????

2) CONSEQUENCE SUR UN PROCESSUS DS

Soit un processus ???? défini d'ordre « 1 » sans dérive (Pure random Walk)

???? = ????-1 + ????

Où ??_??est un bruit blanc gaussien??(0, ??_??²). Supposons que l'on applique à tort, au processus ???? une méthode de stationnarisation consistant à régresser la série ???? sur une constante et un trend déterministe t. On considère donc le modèle impirique suivant.

???? = ??0 + ??1?? + ????

En le développant, on aboutit à la conclusion que :

L'extraction d'une tendance linéaire d'un processus ???? conduit à créer artificiellement une forte autocorrélation des résidus aux premiers retards et donc un mouvement pseudopériodique des résidus.

4. TEST DE RACINE UNITAIRE

Les tests permettent non seulement de détecter une tendance, mais aussi de déterminer la bonne manière de stationnariser une série chronologique.

Un petit rappel ; le processus non stationnaire ???? l'est ainsi car ??[????] et fonction du temps et pour le stationnariser, on détermine l'écart à la tendance pour un processus ???? linéaire, on retranche la valeur (??0 + ??1??) de la valeur de ???? . Et pour le processus ???? on utilise le filtre aux differences. On écrit alors (1 - ??)??.???? = ?? + ???? ??ù??_?? est un processus stationnaire, et ?? une constante réelle et D l'opération de décalage.

²⁸Lardic, S. & Mignon, V. (2002) Econométrie des séries temporelles macroéconomiques et financières. Economica. p.126-127

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 38 sur 123

Lorsque ?? = 0, le processus est dit sans dérivé, et lorsque ?? ? 0 le processus ???? est dit avec dérivé.

TEST ADF (AUGMENTED DICKEY-FULLER)

Passons très rapidement aux tests ADF qui intègrent toutes les hypothèses possibles pour ???? (Bruit blanc ou Bruit coloré). Ces tests introduits en 1981 sont fondés, sous l'hypothèse alternative |??1| < 1, sur l'estimation par les moindres carrés des trois modèles suivants :

????? = ??.????-1 - Ø?????-??-1

?? + ???? (Modèle sous constante ni tendance)

?? ⁼²???_?? = ??.????-1 - Ø?????-??-1

?? + ?? + ???? (Modèle avec constante mais sans
?? =2

tendance)

????? = ??. ????-1 - Ø?????-??-1

?? + ??. ?? + ?? + ???? (Modèle avec constante et tendance)
?? =2

Avec ???? identiquement et indépendamment distribué (??. ??. ??), la valeur de ?? peut être déterminere selon les critères de Akaïke ou de Schwarz ou encore en partant d'une valeur élevée du ??, on estime un modèle à ?? - ?? retards jusqu' à ce que le coefficient du (?? - ??)^è???? retard soit significatif²⁹.

Ces tests se déroulent de manière similaire aux tests DF (Dickey-Fuller) simples, seules les tables statistiques diffèrent et le logiciel eviews que nous avons utilisés calcule automatiquement la statistique de student "????" .

II. FILTRAGE : LES DECOMPOSITIONS EN TENDANCE & CYCLE

1. EXPOSE THEORIQUE

Du point de vue opératoire, les décompositions se présentent toujours, soit sous une forme additive, soit sous une forme multiplicative :

???? = ???? + ???? + ???? (Forme additive)

???? = ???? x ???? x ???? (Forme multiplicative)

Avec ???? la variable considérée, ???? la tendance,??_?? la composante cyclique, et ???? un résidu non expliqué. En fait, il existe plusieurs méthodes de décomposition, mais qui

²⁹(Mfumunzanza & Lusenge, Note de cours "Econométrie", 2010)op. cit. p.81

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 39 sur 123

diffèrent plutôt par la manière dont sont identifiés T et C (et donc aussi u). Aucune méthode n'apparait toute fois supérieure aux autres, car elles reposent toutes sur un certain nombre d'hypothèses, explicite ou implicites³⁰.

Le point de convergence majeur entre les méthodes réside en fait dans la définition même de ce qui constitue un cycle. Sur le plan théorique, cela reste ambigu et dépend d'abord de la longueur des fluctuations économiques auxquelles on s'intéresse : cycle à haute fréquente des données financière. Cycle -court-quelques années - cycle de Kitchin ou de juglar, cycle long-plusieurs décennies - cycle de Kandratief.

Par ailleurs, la mise en évidence empirique des cycles ne va pas de soi, on a ainsi longtemps considéré que l'économie Congolaise et Brésilienne avaient un caractère cyclique très marqué. Ainsi donc par définition, le cycle serait le reflet des mouvements coordonnés d'une grande masse d'indicateurs économiques comme la production, la consommation, etc. Et ce, avec une dynamique de court terme par rapport à une tendance de long terme. Pour les conjoncturistes, le cycle de référence implicite sera celui du PIB³¹.

Si nous avons recourus aux techniques de filtrage des décompositions en tendance et cycle, c'est pour trouver un cadre dans lequel nous serons sûr d'avoir des séries prêtes à être utilisées à d'autre fins.

Lorsqu'il était question des processus TS, nous avons dit ; x_t, t E 7L est un processus TS s'il peut s'écrire sous la forme x_t = f (t) + z_toù f (t) est la fonction du temps et z_t est un processus stochastique stationnaire.

Plus loin, stationnariser x_t revient simplement à extraie f (t) dans x_t, tout en sachent que ;f (t) = a0 + a1t et x_t = a0 + a1t + z_t

Si on revient un peu en arrière sur ce qui a été dit pour le processus x_t, on voit qu'on peut comparer cette série suivant les notations que nous propose la littérature.

x_t = T_t + C_t + u_t etx_t = a0 + a1t + z_t partant l'hypothèse que f (t) = a0 + a1t et que T_t est le facteur qui dépend parfaitement du temps, on peut aisément supposer queT_t = f (t) = a0 + a1t de sorte que d'autre part nous ayons z_t = C_t + u_t

³⁰Tissot, B. & Carnot, F. (2005). La Prévision économique. Economica. p.146 31 (Tissot & Carnot, 2005) op. cit. p.147

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 40 sur 123

2. FORMALISATION

Le filtre HP calcule la tendance ???? d'une série ???? comme étant celle qui minimise la somme de deux termes.

La somme des carrés des écarts entre le point de la série et cette tendance ; la somme des carrés des variations de la tendance, le second terme étant pondéré par??. On a donc ???? qui minimise l'expression.

??

(???? - ????)^2

+ ?? ????+1 - ???? - (???? - ????-1) 2 ??

- Le premier terme (???? - ??_??)²prend un compte la proximité de la tendance à la

??

série.

- Le deuxième terme ????+1 - ???? - (???? - ????-1) ²prend en compte la variabilité

??

de la tendance.

- ?? Peut s'interpréter comme le rapport entre l'écart- type de la partie cyclique de la série, et celui de l'accélération de la tendance³².

Les filtre HP cherche donc à concilier deux objectifs contradictoire, selon qui on préfère minimiser l'aspect cyclique (la tendance sera donc plus proche de ???? = ???? + ????) ou au contraire minimiser la variation de la tendance (qui sera donc plus lisse).

Cette préférence se traduit par le choix du facteur ??; plus il est grand, plus la tendance est lisse et plus la composante cyclique est forte.

La détermination d'un « bon » ?? s'avère en fait dictée par une opinion préalable concernant le rapport entre la variance du cycle et la variabilité de la tendance.

L'usage est de prendre ?? =100 pour les séries annuelles et ?? =1600 pour les séries trimestrielles.

En pratique, le lissage HP est assez utilisé du fait de la simplicité de sa mise en oeuvre, et aussi parce que ce filtre fournit une estimation de la tendance jusqu'au dernier point sans avoir à prolonger la série initiale.

Mais en fait, il a plusieurs défauts :

- Le calcul de la tendance présente un « effet de bord » qu'on pourra cherche à corriger en recorrigeant la série (par exemple par des prévisions partant jusqu'à la fin du cycle en cours) ;

³²(Tissot & Carnot, 2005)op. cit. p.150.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 41 sur 123

- Le cycle issu du filtre HP mêle en fait C?? et le résidu u??, sans que l'on puisse clairement les départager ;

- Le choix du paramètre A reste plus ou moins arbitraire. En particulier, on pourrait estimer que sa valeur n'a pas vocation à être identique pour tous les pays dont la variance relative du cycle et de la tendance peuvent différer³³.

En observant ces trois points défauts du filtre HP, on constate que les deux premiers sont des difficultés liées à l'utilisation de la série générée par filtre HP, et le troisième est directement liée au résultat même du filtrage.

Ainsi, les résultats du filtre HP se révèlent assez sensibles au choix du paramètre A, à ce sujet, deux point doivent être signales :

- Modifier A affecte notoirement l'amplitude du cycle (plus A est élevé, plus la tendance est lisse et les cycles marqués).Par contre, cela a toujours presque peu d'influence sur les dates auxquelles l'out put gap s'annule, et donc sur la longueur des cycles obtenus.

- En revanche, appliquer un filtre HP à une série annuelle conduit en général) à des cycles plus longs (de l'ordre de 10 -12 ans pour fixer les idées) qu'un filtre HP sur la même série en données trimestrielles (où l'on obtient plutôt des cycles de 4-6 ans) le choix de la fréquence de la série n'est donc pas neutre sur la longueur des cycles obtenus³⁴.

3. APPLICATION DU FILTRE DE HODRICK-PRESCOTT

A. BRESIL

³³(Tissot & Carnot, 2005)op. cit. p.150-151 ³⁴Idem. p.247

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 42 sur 123

Figure 14 :Résultats de l'application du filtre HP sur les variables agrégées du Brésil.

B. CONGO

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 43 sur 123

Figure 15 :Résultats de l'application du filtre HP sur les variables agrégées du Congo.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 44 sur 123

C. RD CONGO

Figure 16 : Résultats de l'application du filtre HP sur les variables agrégées de la RD Congo.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 45 sur 123

III. MODELISATION VAR

1. PRINCIPE DES VAR

Les méthodes univariées fournissent des outils de prévision simples et souvent assez robustes. Néanmoins, elles peuvent être généralisés à des systèmes de variables afin d'exploiter les liaisons apparentes entre les séries. Les modèles VAR (vectorial Auto Regressive) constituent l'approche la plus courante en multivarié, en raison de leur simplicité d'estimation et de leur commodité en prévision.

En outre, la réalisation de prévision à partir d'un tel système va ensuite de soi, puisqu'elle consiste simplement à appliquer de période en période la détermination de ????à partir de son passé.

Ainsi les VAR se présentent comme une représentation très générale de systèmes dynamiques, dont l'estimation est aisée et l'utilisation en prévision immédiate. Les caractéristiques sont indéniablement séduisantes. Toutefois, il convient de les nuancer par les difficultés pratiques de mise en oeuvre des VAR, que nous abonderons³⁵.

2. LES FORMES DU MODELE

Pour simplifier temporairement les choses, le VAR d'ordre ?? peut s'écrire sous la forme du VAR de premier ordre de comme suit :

. . .

??

????-1

??

0

0

????

0

. . .

0

????-2

+

=

+

... .

... .

... .

????-??

0

0

1 2

?? 0

. . .

. . . ...

0 ... ??0

????

????-1

... .

????-??+1

Cela signifie que l'on ne perd pas en généralité en adoptant la forme du modèle de premier ordre :

???? = ?? + _????-1 + ????

³⁵(Tissot & Carnot, 2005)op. cit. p.154-156

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 46 sur 123

En principe, un VAR est un modèle de régression très simple, puisque chaque équation possède le même ensemble de régresseurs. C'est la forme traditionnelle du modèle, telle que proposée initialement par Sims (1980) par exemple. Un VAR peut aussi être vu comme la forme réduite d'un modèle à équation simultanée³⁶.

3. ESTIMATION DES PARAMETRES D'UN MODELE VAR

Pour estimer les paramètres d'un modèle VAR on généralise la régression sous forme de système d'équations à deux variables endogènes pouvant être présenté comme suit :

p p

I_t = á + _âIt-i + _ãGt-i + í1t

i=1 i=1

p p

G_t = ä + _çGt-i + _èIt-i + í1t

i=1 i=1

OùI_t etG_treprésentent respectivement les investissements et les dépenses publiques.

Ce système d'équations pouvait concerner trois variables endogènes, et dans ce cas on aura ;

p p p

Y_t = á + _âYt-i + ãGt-i + äIt-i+ í1t

i=1 i=1 i=1

p p p

I_t = æ + _çYt-i + èGt-i + _êIt-i + í1t

i=1 i=1 i=1

p p p

G_t = ë + _ðYt-i + öGt-i + øIt-i+ í1t

i=1 i=1 i=1

OùY_t, I_t etG_treprésentent respectivement le revenu, les investissements et les dépenses publiques.

Chacun des paramètres peut être obtenue soit par MCO (moindres carrés ordinaires), soit par maximum de vraisemblance. Pour un modèle VAR stationnaire, la stationnarité de la série va entraîner la convergence et la normalité asymptotique des estimateurs obtenus par MCO, ce qui permet de mener des tests sur les paramètres du modèle, ou de donner des intervalles de confiance pour les prévisions. Toutefois, comme nous l'avons déjà dit dans le cas univarié,

Les variables économiques sont souvent intégrées (d'ordre 1 ou plus). Dans ce cas, les coefficients du modèles peuvent toujours être estimés par des MCO et les

36 (Green, 2005) op. cit. p.569

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 47 sur 123

estimateurs obtenus sont toujours convergents (en fait, ils sont même super-

convergents puisqu'ils convergent à la vitesse 1/T et non pas 1/VT). Cependant, ces estimateurs ne sont pas asymptotiquement normaux, et l'on peut plus, dans ce cadre, mener les tests usuels sur les paramètres du modèle, ni déterminer d'intervalle de confiance pour les prévisions.

Cependant, lorsque les variables sont non-stationnaires et cointégrées, les résultats de Engle et Granger (1987) montrent que la bonne spécification du modèle consiste à utiliser une forme à correction d'erreur, qui permet de se ramener à une écriture ne faisant intervenir que des variables stationnaires, et dans lesquels il est possible d'effectuer des tests sur les paramètres du modèle³⁷.

IV. LA COINTEGRATION

1. INTRODUCTION

L'analyse de la cointégration, présentée par Granger (1983) et Engle et Granger (1987), est considérée par beaucoup d'économistes comme un des concepts nouveaux les plus importants dans le domaine de l'économétrie et de l'analyse des séries chronologiques. En régressant une série Y?? de tendance linéaire sur une série X?? de tendance quadratique, de même qu'en régressant une série non stationnaire (de type DS) sur une autre série du même type, on obtient des coefficients significatifs mais avec une statistique DW proche de 0. D'où la nécessité de stationnariser les séries non stationnaires pour éviter le risque des « régressions fallacieuses » (spurious regression)³⁸.

L'analyse de la cointégration permet d'identifier clairement la relation véritable entre deux variables en recherchant l'existence d'un vecteur de cointégration et en éliminant son effet, le cas échéant.

37 Carpentier, A. (2004) Cours des séries temporelles « Théories et Applications » (DESS Mathématique de la décision) Université Paris Dauphine. p.18

³⁸Mfumunzanza, T. & Lusenge, A. (2012) Note de cours d'économétrie (2011-2012). p.91

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 48 sur 123

2. TEST DE COINTEGRATION.

1) TEST DE COINTEGRATION ENTRE DEUX VARIABLES. Nous reprenons ici l'algorithme en deux étapes de Engle et Oranger :

? Etape 1 : tester l'ordre d'intégration des variables en recourant aux tests DF et ADF.Si les séries étudiées ne sont pas intégrées de même ordre, il n'y a pas risque de cointégration et la procédure est arrêtée.

? Etape 2 : On estime la relation de long terme entre les variables :

???? = ??0 + ??1???? + ???? . Pour que la relation de cointégration soit acceptée, le résidu u _t issu de cette régression doit être stationnaire (cfr. test de stationnarité) ; on peut alors estimer le modèle à correction d'erreur.

2) TEST DE COINTEGRATION ENTRE PLUS DE DEUX VARIABLES.

Les étapes restent les mêmes : on vérifie si les séries sont intégrées de même ordre et on teste la stationnarité du résidu issu de l'estimation de la relation de long terme :

???? = ??1 + ??2??2?? + ? + ?????????? + ????

3. MODELE A CORRECTION D'ERREUR.

Le problème est donc, d'une part, de retirer la relation commune de cointégration (tendance commune), d'autre part, de rechercher la liaison réelle entre les variables.

Lorsque des séries sont non stationnaires et cointégrées, la relation vraie entre elles peut être estimée au travers d'un modèle à correction d'erreurs (Error correction model : ECM). Engle et Granger (1987) ont démontré que toutes les séries cointégrées pourront être représentées par un ECM ; cette représentation est à la fois un modèle statique et un modèle dynamique. Avant de procéder à l'estimation du modèle à correction d'erreur, il convient d'effectuer le test de cointégration.

1) CAS DE DEUX VARIABLES (????et????)

L'estimation du modèle à correction d'erreur se fait en deux étapes :

? Etape 1 : Estimation par les moindres carrés ordinaires de la relation de long terme et calcul du résidu : ?? ?? = ????- ?? 0 - ?? 1????

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 49 sur 123

? Etape 2 : Estimation par les moindres carrés ordinaires du modèle dynamique (relation de court- terme) :

????? = ??1. ????? + ??2.?? _??-1 + ???? (??2 < 0)

Le coefficient ??2 qui rend compte de la force de rappel sur l'équilibre de long terme doit être significativement négatif ; dans le cas contraire, il convient de rejeter- une spécification de type ECM car le mécanisme de correction d'erreur s'éloignera de la cible de long terme. Les écarts - types des coefficients s'interprètent de manière classique.

Dans le cas où le modèle de la relation de long terme inclurait des variables indicatrices, par exemple, la procédure d'estimation reste la même.

2) CAS DE PLUS DE 2 VARIABLES

? Si les variables sont intégrées de même ordre, il est possible de rencontrer un seul vecteur de cointégration. En revanche, si les séries ne sont pas toutes intégrées de même ordre, le vecteur de cointégration ne sera pas unique du fait des possibilités combinatoires de cointégration.

? Si le vecteur de cointégration est unique, l'estimation du modèle â correction d'erreur se fait comme précédemment :

? Etape 1 : estimation par les moindres carrés ordinaires de la relation de long terme et calcul du résidu : ?? ?? = ????- ?? 1 - ?? 2??2?? - ? - ?? ????????

? Etape 2 : estimation par les moindres carrés ordinaires du modèle dynamique (relation de court - terme) :

????? = ??1.???2?? + ??2.???3?? + ?+ ????. ??????? + ??.?? _??-1 + ????

oùã (force de rappel vers l'équilibre) doit être significativement négative. Lorsque le vecteur de cointégration n'est pas unique, on fait appel à la représentation vectorielle à correction d'erreur (Vector Error Correction Model : VECM) que nous n'aborderons pas dans ce cours³⁹.

V. SELECTIONS DES DONNEES &COMBINAISON DES METHODES : LASTATIONNARITE ET LE FILTRAGE HP

1. DISCUSSION

³⁹(Mfumunzanza & Lusenge, Note de cours "Econométrie", 2012)op. cit. p.91-93

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 50 sur 123

Au deuxième chapitre nous avons de façon très remarquable abordée deux concepts pertinents dans le cadre de l'économétrie des séries temporelles macroéconomiques. A ce titre, nous avons parlé d'une part de la stationnarité et d'autre part du filtre de Hodrick-Prescott. Tous ces deux outils nous permettent d'avoir des séries chronologiques prêtes à être soumise à l'analyse. Si nous obtenons des séries stationnaires avec la stationnarisation soit en appliquant le filtre aux différences pour les processus DS ou en extrayant la tendance pour les processus TS, le filtre de Hodrick-Prescott nous permet d'obtenir pour un seul processus DS ou TS, deux séries distinctes ; l'une décrivant la tendance de long terme du processus, et l'autre décrivant le cycle conjoncturel du processus qui quel que soit la nature du processus est toujours DS. De façon plus ou moins concurrente, la stationnarisation et le filtrage HP nous donnent souvent des séries stationnaires (les séries cycliques pour le filtrage HP), mais pour trancher sur cet arbitrage, nous avons considéré un certain nombre d'aspects motivé comme-suit :

? La détermination de la croissance tendancielle de l'économie nationale est très utile dans la conduite de la politique économique. Diminuer les déséquilibres économiques exige, en effet, la distinction entre les fluctuations conjoncturelles qui disparaissent avec l'amélioration de la conjoncture et les déséquilibres persistants qui nécessitent la prise de mesures structurelles. L'écart à la tendance (output gap dans la littérature anglo-saxonne) est l'écart du niveau observé du PIB à son niveau soutenable. Le niveau de croissance soutenable par l'économie est obtenu avec une utilisation normale des facteurs de production sans tensions sur l'appareil productif. La détermination statistique du niveau de croissance soutenable se fait en recherchant une croissance tendancielle du PIB, à partir du traitement de l'information contenue dans la série des données. La décomposition se fait en dégageant une composante tendancielle «moyenne». La croissance est la somme algébrique de cette croissance moyenne, satisfaisant un nombre d'hypothèses spécifiques, et d'une composante conjoncturelle évoluant autour de la moyenne trouvée auparavant.⁴⁰

? La méthode la plus simple d'extraction de la tendance consiste à calculer la moyenne mobile sur un nombre déterminé d'observations. L'application de la moyenne mobile sur la série brute élimine la partie conjoncturelle, supposée cyclique, et ne conserve que la composante tendancielle. La méthode de la moyenne mobile pose cependant des problèmes relatifs au traitement des points extrêmes. L'hypothèse principale de la partie conjoncturelle sinusoïdale est une hypothèse très forte pour modéliser les fluctuations économiques (ce

⁴⁰Royaume du Maroc « Ministère de l'économie et des finances ». (1996) Croissance tendancielle de l'économie marocaine. p.1

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 51 sur 123

qui n'est pas prise en compte dans la méthode de la moyenne mobile). Enfin, l'application de cette méthode peut introduire une autocorrélation dans les séries lissées.

? L'analyse dans le domaine fréquentiel d'une série économique montre que toute série stationnaire peut être décomposée en une somme pondérée de séries cycliques de périodicités différentes. Un filtre idéal permettrait d'affecter certains cycles, par exemple ceux supérieurs à 8 ans à une des composantes, par exemple la tendance, et les cycles de durée inférieure à la composante cyclique. La longueur limite du cycle en nombre d'années dépend du choix de l'économiste. Dans le cas du calcul d'un PIB tendanciel, il est fréquent de choisir la durée qui correspond, en moyenne, à la longueur des cycles d'activités déduits du passé de la variable. Dans le cas du calcul d'un déficit ajusté du cycle, on souhaite isoler les mouvements cycliques liés aux changements de conjoncture. Dans le domaine économique, la longueur d'un cycle d'activité n'est pas constante et il est difficile de mesurer de manière précise une longueur moyenne. En conséquence, le partage entre les fluctuations qui relèvent du court terme et de la conjoncture et celles qui affectent le long terme et la tendance est délicat à effectuer. L'objectif n'est donc pas forcément de recourir à un filtre idéal pour séparer les deux composantes⁴¹.

? Sur un plan statistique, choisir la valeur de A revient à sélectionner la part des fluctuations qui relèvent du court terme et celle des mouvements qui affectent le long terme. En pratique, un A trop faible affecte à tort une partie des cycles de périodicité courte à la tendance conduisant cette dernière à être trop volatile. A l'opposé, un A trop élevé conduit à surestimer la composante cyclique. Choisir la valeur du paramètre A revient donc à déterminer la longueur moyenne des cycles d'activité. En Europe, celle-ci est habituellement supposée être comprise entre 8 et 10 ans. Ce critère interdit de choisir une valeur trop élevée pour A.

? Sur un plan économique, choisir une tendance fortement volatile revient à mener une analyse structurelle dans un environnement économique pas assez stabilisé, autrement dit encore trop influencé par des fluctuations conjoncturelles. Ce critère interdit de choisir une valeur trop faible pour A⁴².

Les aspects techniques que nous avons épinglé ci-haut nous permet simplement de voir les difficultés liées à la manipulation des séries chronologiques simplement stationnariser, plutôt que de prendre des séries cycliques en tant que telles. L'autre problème est que la stationnarisation permet d'obtenir des séries qui n'ont presque plus une interprétation économique significative, ce qui n'est pas le cas avec les

⁴¹Notes d'études et de recherche « PIB potentiel et écart de PIB : quelques évaluations pour la France ». p.4
⁴²Notes d'études et de recherche « PIB potentiel et écart de PIB : quelques évaluations pour la France »p. 1

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 52 sur 123

« sous-séries » provenant d'un filtrage HP. C'est bien au regard de tous ces éléments que nous avons préféré travaillé avec les séries cycliques provenant d'un filtrage HP.

Le filtre de Hodrick-Prescott (HP) est une des méthodes privilégiées pour extraire la composante tendancielle d'une série macroéconomique. Ce filtre est en effet transparent et aisé à mettre en oeuvre. Une littérature abondante montre qu'il possède des propriétés statistiques satisfaisantes. Par ailleurs, même s'il donne lieu à des effets de bord, le filtrage des derniers points de l'échantillon est relativement peu sensible aux prévisions utilisées pour prolonger les séries à moyen terme. D'où son utilisation courante dans un grand nombre de travaux empiriques d'organisations nationales ou internationales⁴³.

Le filtre de Hodrick-Prescott (1980) s'inspire d'une technique actuarielle utilisée auparavant pour lisser les tables de mortalité. La méthode tolère des inflexions lentes de la tendance, en imposant que l'écart à la tendance ne dépasse pas une part donnée des évolutions de la partie conjoncturelle⁴⁴.

En principe, les séries cycliques issues d'un filtrage HP ne sont pas toujours stationnaires. Mais l'avantage est qu'en précisant une règle d'ajustement en choisissant une valeur du paramètre de lissage A dans le but d'extraire la composante tendancielle qui résout le problème de minimisation suivant :

min * x????

(T ?? -

x??)^2+ A T??+1 - T?? - (T ?? - ??

T??-1) 2

On est en mesure de déduire la composante cyclique qui en tout état de cause est un processus DS. Ce qui veut dire au besoin, l'application du filtre aux différences dans le but d'obtenir une série stationnaire devient plus commode d'une part, et la composante tendancielle obtenue par filtrage HP est plus lisse que lorsqu'il s'agit de la déduire sur une série brute simplement stationnarisée par la suite comme le montre le graphique ci-contre.

⁴³Idem. p.3

⁴⁴(Ministère de l'économie et des finances (Royaume du Maroc), Direction d'études et des prévisions financières, 1996)op.cit. p.2

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 53 sur 123

Figure 17: Comparaison des tendances (tendance lisse et tendance avec bruit).

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

Nous observons comment la tendance issue d'une déduction de la composante stationnaire sur la série brute est un processus qui admet des bruits (Or la théorie veut qu'une tendance fiable ne soit pas affectée d'un bruit d'où les techniques de filtrages), par rapport à la composante tendancielle issue du filtrage HP qui est plus ou moins lisse.

2. PRESENTATION DES DONNEES SELECTIONNEES

Pour les 3 pays que nous étudions, nous allons maintenant dresser trois tableaux dans lesquels seront résumées les informations les plus pertinentes provenant des tests de racine unitaires effectués sur les différentes séries cycliques à notre disposition.

Tableau 2: Résultats des tests ADF sur les séries cycliques du Brésil.

SERIES	Prob. Stat	Coef. Modèle	Durbin Watson	Prob. Trend	Prob. Fisher
Revenu	0,0134	0,2935	1,7936	0,6724	0,0065
Consommation	0,0191	0,2695	1,7725	0,7841	0,0102
Investissements	0,0297	0,2446	1,9283	0,7980	0,0021

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 54 sur 123

Dépenses publiques	0,7456	0,0425	1,5205	0,4500	0,1689
Balance commerciale	0,4009	0,1611	1,9092	0,5644	0,0273
Echanges commerciaux	0,9694	0,7636	1,4546	0,1947	0,0000

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

Tableau 3: Résultats des tests ADF sur les séries cycliques du Congo.

SERIES	Prob. Stat	Coef. Modèle	Durbin Watson	Prob. Trend	Prob. Fisher
Revenu	0,0004	0,4132	2,0236	0,9360	0,0000
Consommation	0,0147	0,2699	1,8905	0,9392	0,0011
Investissements	0,0000	0,4811	2,0042	0,9689	0,0000
Dépenses publiques	0,0001	0,4779	1,7345	0,8213	0,0000
Balance commerciale	0,0000	0,6262	2,1164	0,8685	0,0000
Echanges commerciaux	0,0000	0,5571	1,9606	0,9399	0,0000

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

Tableau 4: Résultats des tests ADF sur les séries cycliques de la RD Congo.

SERIES	Prob. Stat	Coef. Modèle	Durbin Watson	Prob. Trend	Prob. Fisher
Revenu	0,0774	0,1881	1,9068	0,9943	0,0080
Consommation	0,0379	0,2331	1,9610	0,8082	0,0032
Investissements	0,0054	0,3196	1,9858	0,8993	0,0004
Dépenses publiques	0,0060	0,3092	1,9139	0,7699	0,0013
Balance commerciale	0,0002	0,4307	1,9513	0,8630	0,0000
Echanges commerciaux	0,0008	3861,0000	1,9476	0,9544	0,0000

Source : L'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

Au moment opportun, cette étape nous permettra de mettre en évidence les modèles qui pour être estimés devront faire l'objet d'une correction d'erreurs. Par exemple, nous avons déjà constaté que ; les dépenses publiques, la balance commerciale et le volume des échanges commerciaux au Brésil, sont tous des processus non stationnaires. Sous l'hypothèse qu'ils sont donc sont 1(d), une éventuelle cointégration entre elles (d'un pays à un autre) exigera de faire intervenir le modèle à correction d'erreurs. En RD Congo nous avons seulement le revenu qui est un processus non stationnaire. De ce fait, son ordre d'intégration 1(d) est donc différent des autres 1(0) qui sont des processus stationnaires, ce qui veut dire que pour la RD Congo le risque de cointégration est nul, excluant de fait l'utilisation du modèle à correction d'erreurs. Pour ce qui est de la situation du Congo, toutes séries cycliques sont stationnaires à niveau ce qui rend notre analyse plus aisée qu'ailleurs.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 55 sur 123

CHAPITRE III: MODELISATION DU PROCESSUS D'ANALYSE

Nous allons enfin modéliser notre processus d'analyse en construisant le modèle « MER » que nous utiliserons pour l'évaluation de l'efficacité des politiques budgétaires dans les pays que nous avons mis sous études. Cette modélisation va suivre la démarche suivante :

1. La sélection des effets économiques,

2. L'estimation VAR ou ECM des modèles sélectionnés.

3. La construction d'une matrice d'évaluation dans laquelle on renseigne les résultats (les coefficients de détermination des différentes estimations), la matrice d'évaluation nous fournira les valeurs des principaux indicateurs du modèle notamment ; les ipm, 1G, Se.

4. L'établissement de la matrice d'équilibre du modèle : cette matrice est dans un simple but de nous permettre de nous rendre compte de la stabilité du modèle économique étudié.

Etant donné que ces démarches concernent uniquement la modélisation du processus, nous allons par la suite procéder à l'application de ce modèle d'analyse. Et nous tenons à faire savoir en avance que lorsqu'il sera question d'appliquer ce modèle d'analyse, nous ne reviendront plus sur la sélection des effets économiques car dans le cadre de cette étude, nous allons utiliser tous les 10 effets économiques que nous détaillons dans les lignes qui suivent.

I. FORMALISATION DU PROCESSUS D'ANALYSE

1. SELECTION DES EFFETS ECONOMIQUES

Le modèle général d'analyse d'efficacité que nous sommes sur le point de construire passe en grande partie par la compréhension ou la mise en évidence des différents effets économiques que peut provoquer la politique budgétaire via les dépenses publiques. En outre, nous allons partir de ces différents effets pour construire des systèmes d'équations pour mesurer les effets réciproques combinant différentes variables macroéconomiques et à différents niveaux avec les dépenses publiques.

Les différents effets économiques que nous avons mis en évidences ainsi que les différentes variables qui interviennent dans chaque système d'équations se présentent comme-suit :

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 56 sur 123

Tableau 5: Les effets économiques et leurs variables.

Effets économiques	Variables intervenants
1. Effet global de multiplicateur	Le revenu
Effets fondamentaux	Le revenu et la consommation La consommation Les investissements La consommation et les investissements
2. Incitation à la consommation 3. Effet sur la demande 4. Effet sur l'offre 5. Effet global du marché
	Effets sur l'industrie (mesure de la productivité locale)
La balance commerciale La consommation et la balance commerciale Les investissements et la balance commerciale	6. Efficacité relative et d'absorption de l'industrie locale 7. Efficacité relative de la productivité des biens et services 8. Réactivité relative de l'industrie locale
2.
Le volume des échanges commerciaux Les investissements et les échanges commerciaux	9. Effet d'ouverture de l'économie 10. Effet d'ouverture sur le marché local
2.

Source : L'auteur.

Après avoir mis en évidence les différents effets économiques qui nous permettrons de construire la matrice d'évaluation, nous allons construire des systèmes d'équations génériques sur base de ces différents effets. A leur tour, ces systèmes d'équation génériques nous permettrons plus tard de construire de modèle VAR ou ECM selon le cas. Dans l'entre-temps, précisons que ces différents effets nous permettront de calculer les indices partiels du modèle qu'on appellera : "??????".

Tableau 6: Les effets économiques (modèles partiels) et leurs fonctions mathématiques.

Modèles partiels	Système d'équations VAR
	??	= ??(??)
1. Effet global du multiplicateur	??	= ??(??)		Effets fondamentaux
??	= ??(??)	2. Effet sur la demande
??	= ??(??)
??	= ??(??)	3. Effet sur l'offre
??= ??(??)
??	= ??(??, ??)	4. Effet global de marché
??	= ??(??, ??)
??	= ??(??,??)
??	= ??(??, ??)	5. Effet d'incitation à la consommation
??	= ??(??, ??)
	??	= ??(??,??)
Effet sur l'industrie locale

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 57 sur 123

1. Effet d'absorption de l'industrie locale		???? = ?? (??, ??) ?? = ?? (????, ??) ?? = ?? (????, ??)
??= ??(??,????)		2. Effet sur la productivité locale
?? = ?? (????, ??)
???? = ??(??,??)
???? = ??(??)		3. Effet sur la production locale
?? = ?? (????)
Effet d'ouverture économique
		?????? = ??(??)
1. Effet global d'ouverture		?? = ??(??????)
?? = ?? (??, ??????)		2. Effet d'ouverture sur le marché local
?????? = ?? (??, ??)
		?? = ?? (??????, ??)

Source : L'auteur.

2. ESTIMATION VAR DES EFFETS ECONOMIQUES

Nous avons épinglé les différents effets qui interviendront dans notre modèle d'analyse. Ainsi l'étape des estimations consiste à construire soit des modèles VAR ou des modèles ECM pour estimer les différents modèles partiels (effets économiques), car c'est en partant des coefficients de détermination des modèles estimés que nous calculerons d'autres paramètres de notre modèle général d'analyse.

Tableau 7: Type de modèle VAR à estimer.

Modèles partiels		Les modèles VAR
1.	Effet sur l'offre	p p It = á + âIt-i + ãGt-i + í1t i=1 i=1 p p Gt = ä + çGt-i + èIt-i + í1t i=1 i=1		2.
Effet global de marché	p p p Yt = á + âYt-i + ãGt-i + äIt-i + í1t i=1 i=1 i=1 p p p It = æ + çYt-i + èGt-i + êIt-i + í1t i=1 i=1 i=1 p p p Gt = ë + ðYt-i + öGt-i + øIt-i + í1t i=1 i=1 i=1

En ce qui concerne l'estimation VAR des modèles partiels, nous fait intervenir la théorie des cycles économiques dans la mesure où nous avons préféré de nous baser

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 58 sur 123

sur la théorie économique que sur des principes économétriques pour fixer le nombre des retards "p" que nous utiliserons pour la construction des modèles VAR.

Se faisant, nous avons pris pour tous les pays et tous les systèmes d'équations, p= 2.

Quelle interprétation économique pour prendre "p = 2"

Il est important de préciser que ; prendre"p = 2" signifie que nous sommes dans un contexte d'études des cycles de Kitchin (3 ans), car on devra en principe construire des modèles dans les conditions de progressions suivantes :

Nombre d'années	1	2	3
Condition	t	t - 1	t - 2

En d'autres termes, on prendrat, t - 1,...., t - p.

Quelle interprétation économique devons-nous donner à cela ?

Dans la mesure où à ce stade d'analyse notre travail se concentre sur des séries cycliques, alors nous sommes dans la moindre obligation de prendre la meilleure périodicité cyclique qui nous permet d'évaluer comment les effets à une date "t" se répercutent sur une date "t + n" et ainsi de suite, mais dans une perspective de court terme. Pour cela, prendre le contexte d'un « cycle mineur » ou « cycle de Kitchin » nous est paru très approprié.

Un cycle Kitchin est un cycle économique (intervalle de temps d'une durée déterminée qui correspond plus ou moins exactement au retour d'un même phénomène) de l'ordre de 3 à 4 ans. Il est découvert en 1923, par Joseph Kitchin qui déduit ces «cycles courts» à partir d'une étude de la fluctuation des prix de gros entre 1890 et 1922 aux États-Unis. Le «cycle Kitchin» est considéré comme un cycle court, qui ne connait pas à proprement parler de phase de crise mais se caractérise par une détérioration du phénomène d'expansion tel que perçu dans le cycle Juglar. On considère, par simplification, qu'il y a deux cycles Kitchin dans un cycle Juglar. Les recherches récentes employant l'analyse spectrale confirment la présence de cycles Kitchin dans la dynamique du PIB mondial⁴⁵.

⁴⁵Wikipédia. (2012). Cycle de Kitchin. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia.org/wiki/Cycle_de_kitchin

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 59 sur 123

3. CONSTRUCTION DE LA MATRICE D'EVALUATION

1) PRESENTATION DE LA MATRICE

Vide, la matrice de d'évaluation se présente comme suit :

Tableau 8: Modèle de matrice d'évaluation.

LE MODELE MER	Variables	Paramètres de base				Paramètres intermédiaires
		Type	VarG	Var1	Var2	ipm	Var(G)	Var(n)
Effet global de multiplicateur	G et Y G et C G et I G, C et I G, Y et C G et NX G, C et NX G, I et NX G et COM G, I et COM
Effets fondamentaux
Effet sur la demande Effet sur l'offre Effet global du marché Incitation à la consommation Effets sur l'industrie (mesure de la productivité locale)
Efficacité relative et d'absorption de l'industrie locale Efficacité relative de la productivité des biens et services Réactivité relative de l'industrie locale Impact des échanges commerciaux
Effet d'ouverture de l'économie Effet d'ouverture sur le marché local
Mesures globales
Indice globale du modèle (IGM) Valeur globale des coefficients de G Valeur globale des coefficients des autres variables Mesure d'équilibre général du modèle					/GM V(G) V(n) Se

Source : L'auteur.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 60 sur 123

2) DESCRIPTION DE LA MATRICE

A. LES COLONNES (PARAMETRES DE BASE ET PARAMETRES INTERMEDIAIRES DU MODELE)

1. Variables : Cette colonne renseigne les variables qui interviennent dans le modèle partiel estimé.

2. Type : Cette colonne renseigne la spécificité du modèle estimé (on mentionne VAR ou ECM pour les modèles estimés après correction d'erreurs).

3. VarG : Renseigne le coefficient de détermination des dépenses publiques entant que variable endogène dans le modèle estimé

4. Var1 : Renseigne le coefficient de détermination de la variable endogène de la prochaine équation du système estimé.

5. Var2 : La valeur de cette colonne est renseignée lorsque le modèle admet plus de deux variables en dehors de la variable G (Dépenses publiques), c'est-à-dire le coefficient de détermination de la variable endogène de l'équation (3) du système estimé.

6. Ipm (Indice partiel du modèle) : La variable de cette colonne mesure en quelque sorte l'efficacité la politique budgétaire dans le contexte du modèle partiel de l'effet économique estimé, et c'est la généralisation de tous les « ipm » qui permet de calculer l'indice global du modèle. L'expression qui permet de le calculer s'écrit :

ipm =		Var1 + · · · + Varn

7. Var(G) (valeur partielle de coefficient de G) : cette colonne représente le relèvement effectué sur G à n variable, autrement, lorsque le modèle VAR ou ECM estimé ne fait intervenir que deux composantes (G et une autre), Var(G) = VarG car on aura dans ce cas ; n = 1. Le calcul de Var(G) s'effectue par :

Var(G) = n × VarG

8. Var(n) (valeur partielle des coefficients des autres variables) : cette colonne représente le relèvement effectué sur les autres variable, autrement, lorsque le modèle VAR ou ECM estimé ne fait intervenir que deux composantes (G et une autre), Var(n) = Var1 car on aura dans ce cas ; n = 1. Le calcul de Var(n) s'effectue par :

Var(n) = V ar1 + Var2

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 61 sur 123

B. LES LIGNES (MESURES GENERALES DU MODELE)

1. L'indice global du modèle (??????) : l'indice global du modèle mesure l'efficacité de la politique budgétaire en fonction des dépenses publiques, selon qu'elles soient significatives dans la détermination des autres composantes, et les différents effets partiels de l'ensemble du modèle. L'?????? se calcul suivant l'expression suivante :

?????? ?? ??=1 ??????= x (1 + ??

1 + ??+ 1 - ????

1 ) x 2,5 ??+ 1 - ????

Avec ???? le nombre des composantes, ???? le nombre d'effets réciproques, et ?? le nombre des périodes sous études.

2. La valeur globale de coefficient de ?? (??(??)) : Ce paramètre peut également être considéré comme étant un paramètre intermédiaire de second niveau, car son usage (strictement dans le cadre du modèle) n'intervient que pour calculer une autre variable encore plus important. Le calcul de ??(??) s'effectue par l'expression suivante :

?? ?? =		??????(??)

3. La valeur globale de coefficient des autres variables (??(??)) : Ce paramètre peut également être considéré comme étant un paramètre intermédiaire de second niveau, car son usage (strictement dans le cadre du modèle) n'intervient que pour calculer une autre variable encore plus important. Le calcul de ??(??) s'effectue par l'expression suivante :

?? ?? =		??????(??)

4. Mesure d'équilibre général du modèle (????) : La pertinence de cet indicateur se résume du fait qu'il permet de vérifier la stabilité du modèle dans toute une économie. Pour calculer l'équilibre général du modèle on passe par l'expression :

????=	?? ?? + ??(??)
	??????

Plus loin, cet indicateur permet de quantifier l'équilibre systémique du modèle ou de l'économie concernée. Par définition, cet équilibre peut être conçu dans le

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 62 sur 123

sens que l'idéal c'est d'avoir d'un coté la politique budgétaire impulsant « toute l'économie », et en retour l'activité économique soit le moteur des dépenses publique. Dans ce contexte, la mesure d'équilibre général du modèle pose les conditions optimales dans lesquelles cet équilibre peut être conçu. Ainsi donc on parlera d'une matrice d'équilibre du modèle dressée comme suit :

Tableau 9: Modèle de matrice d'équilibre.

IGM\Se	Se > 1	Se < 1
IGM > 1	Modèle est optimal (optimum de N'Sundi)	Modèle intermédiaire supérieure
IGM < 1	Modèle intermédiaire inférieur	Modèle indésirable

Source : L'auteur.

3) CLASSIFICATIONS

Dans le cadre de cette étude, la classification des résultats est très importante dans la mesure où elle nous permet de bien harmoniser nos décisions d'une réalité à une autre. A ce niveau, la classification s'applique seulement pour la mesure d'équilibre général du modèle "Se" et l'indice global du modèle. Mais il est important de souligner que la classification fait aussi intervenir l'indice partiel du modèle ipm pour donner une idée définitive des effets (modèles) partiels.

REGLES DE CLASSIFICATIONS

Tableau 10: Système de classification.

Indicateur	Valeur	Décision
Indice partiel du modèle : « ipm »	> 1	Le modèle est à effet exogène (efficace)
	< 1	Le modèle est à effet endogène (inefficace)
	= 1	Le modèle est parfaitement réciproque (neutre)
Indice global du modèle : « IGM »	> 1	Le modèle est à effet exogène (efficace)
	< 1	Le modèle est à effet endogène (inefficace)

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 63 sur 123

			=	1	Le modèle est parfaitement réciproque (neutre)
Equilibre général du modèle : «	????	»	=	1	Le modèle est stable
			<	1	Le modèle est indésirable

Source : L'auteur.

II. APPLICATION

1. CAS DU BRESIL

Nous avons constaté que pour les Brésil, les séries cycliques concernant la balance commerciale, le volume des échanges commerciaux et les dépenses publiques sont tous non-stationnaires. Nous allons dans ce cas vérifier s'il y existe d'éventuelles relations de cointégration entre ces variables.

Test de cointégration entre la balance commerciale, le volume des échanges commerciaux et les dépenses publiques.

1. Vérification de l'ordre d'intégration par le test de racine unitaire à la différence première.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 64 sur 123

Tableau 11: Test de racine unitaire sur les dépenses publiques du Brésil prise à la différence première.

Null Hypothesis: D(CYCLE_GOUV) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.918079 0.0016

Test critical values: 1% level -4.211868

5% level -3.529758

10% level -3.196411

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CYCLE_GOUV,2) Method: Least Squares

Date: 08/07/12 Time: 22:19

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Variable	Coefficient	Std. Error t-Statistic	Prob.
D(CYCLE_GOUV(-1))	-0.913969	0.185839 -4.918079	0.0000
C	-3.74E+09	6.72E+09 -0.556490	0.5813
@TREND(1970)	2.57E+08	2.82E+08 0.911589	0.3680
R-squared	0.407621	Mean dependent var	1.49E+09
Adjusted R-squared	0.374711	S.D. dependent var	2.50E+10
S.E. of regression	1.98E+10	Akaike info criterion	50.33041
Sum squared resid	1.41E+22	Schwarz criterion	50.45837
Log likelihood	-978.4429	F-statistic	12.38597
Durbin-Watson stat	1.822302	Prob(F-statistic)	0.000081

Tableau 12: Test de racine unitaire sur la balance commerciale du Brésil prise à la différence première.

Null Hypothesis: D(CYCLE_BAL) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.924980 0.0202

Test critical values: 1% level -4.211868

5% level -3.529758

10% level -3.196411

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 65 sur 123

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CYCLE_BAL,2) Method: Least Squares

Date: 08/07/12 Time: 22:19

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Variable	Coefficient	Std. Error t-Statistic	Prob.
D(CYCLE_BAL(-1))	-0.686526	0.174912 -3.924980	0.0004
C	1.14E+09	2.06E+09 0.552452	0.5841
@TREND(1970)	-81259180	86401243 -0.940486	0.3532
R-squared	0.307403	Mean dependent var	-4.28E+08
Adjusted R-squared	0.268926	S.D. dependent var	7.09E+09
S.E. of regression	6.07E+09	Akaike info criterion	47.96362
Sum squared resid	1.32E+21	Schwarz criterion	48.09158
Log likelihood	-932.2905	F-statistic	7.989153
Durbin-Watson stat	1.825014	Prob(F-statistic)	0.001345

Tableau 13: Test de racine unitaire sur le volume des échanges commerciaux du Brésil pris à la différence première.

Null Hypothesis: D(CYCLE_COM) has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 8 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -6.210039 0.0001

Test critical values: 1% level -4.284580

5% level -3.562882

10% level -3.215267

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(CYCLE_COM,2) Method: Least Squares

Date: 08/07/12 Time: 22:19

Sample (adjusted): 1980 2010

Included observations: 31 after adjustments

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 66 sur 123

Variable	Coefficient	Std. Error t-Statistic	Prob.
D(CYCLE_COM(-1))	-7.659836	1.233460 -6.210039	0.0000
D(CYCLE_COM(-1),2)	5.749016	1.174715 4.893966	0.0001
D(CYCLE_COM(-2),2)	5.599111	1.076303 5.202171	0.0000
D(CYCLE_COM(-3),2)	4.985527	0.977682 5.099336	0.0001
D(CYCLE_COM(-4),2)	5.153093	0.917004 5.619491	0.0000
D(CYCLE_COM(-5),2)	3.518205	0.866447 4.060495	0.0006
D(CYCLE_COM(-6),2)	3.204898	0.787183 4.071353	0.0006
D(CYCLE_COM(-7),2)	2.289752	0.614821 3.724257	0.0013
D(CYCLE_COM(-8),2)	2.609570	0.446365 5.846266	0.0000
C	9.32E+09	9.36E+09 0.995422	0.3314
@TREND(1970)	-4.91E+08	3.74E+08 -1.311176	0.2047
R-squared	0.945546	Mean dependent var	2.83E+09
Adjusted R-squared	0.918320	S.D. dependent var	5.62E+10
S.E. of regression	1.61E+10	Akaike info criterion	50.10886
Sum squared resid	5.16E+21	Schwarz criterion	50.61770
Log likelihood	-765.6874	F-statistic	34.72855
Durbin-Watson stat	1.515194	Prob(F-statistic)	0.000000

2. Vérification de la relation de long terme par le test de racine unitaire sur les résidus des régressions linéaires des différentes variables sur les dépenses publiques.

a) La Balance commerciale et les dépenses publiques

Tableau 14: Régression de la balance commerciale sur les dépenses publiques.

Dependent Variable: CYCLE_BAL Method: Least Squares

Date: 08/07/12 Time: 22:29 Sample: 1970 2010

Included observations: 41
Variable	Coefficient	Std. Error t-Statistic	Prob.
CYCLE_GOUV	-0.233463	0.038234 -6.106176	0.0000
C	2.98E-06	9.92E+08 3.01E-15	1.0000
R-squared	0.488762	Mean dependent var	2.06E-05
Adjusted R-squared	0.475653	S.D. dependent var	8.77E+09
S.E. of regression	6.35E+09	Akaike info criterion	48.02924
Sum squared resid	1.57E+21	Schwarz criterion	48.11283
Log likelihood	-982.5995	F-statistic	37.28538
Durbin-Watson stat	0.517274	Prob(F-statistic)	0.000000

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 67 sur 123

Figure 18: Les résidus du modèle estimé.

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{CYCLE_BAL Residuals}

Tableau 15: Test de racine unitaire sur les résidus d'estimation.

Null Hypothesis: CYCLE_BAL_RESIDUALS has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.914997 0.0207

Test critical values: 1% level -4.211868

5% level -3.529758

10% level -3.196411

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(CYCLE_BAL_RESIDUALS) Method: Least Squares

Date: 08/07/12 Time: 22:35 Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

CYCLE_BAL_RESIDUALS(-1)	-0.406875	0.103927	-3.914997	0.0004
D(CYCLE_BAL_RESIDUALS(-1))	0.583817	0.142114	4.108088	0.0002
C	-4018404.	1.26E+09	-0.003182	0.9975

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 68 sur 123

@TREND(1970)	-3697059.	53158001 -0.069548	0.9449
R-squared	0.403385	Mean dependent var	-2.44E+08
Adjusted R-squared	0.352247	S.D. dependent var	4.62E+09
S.E. of regression	3.72E+09	Akaike info criterion	47.00793
Sum squared resid	4.84E+20	Schwarz criterion	47.17855
Log likelihood	-912.6546	F-statistic	7.888113
Durbin-Watson stat	2.141845	Prob(F-statistic)	0.000378

Les résidus de la régression de la série cyclique de la balance commerciale sur la série cyclique des dépenses publiques sont stationnaires, ce qui veut dire qu'il y a effectivement cointégration entre les deux variables.

b) Le Volume des échanges commerciaux et les dépenses publiques

Tableau 16: Régression du volume des échanges sur les dépenses publiques.

Dependent Variable: CYCLE_COM Method: Least Squares

Date: 08/08/12 Time: 14:29 Sample: 1970 2010

Included observations: 41
Variable	Coefficient	Std. Error t-Statistic	Prob.
CYCLE_GOUV	0.636751	0.091343 6.971024	0.0000
C	0.000164	2.37E+09 6.92E-14	1.0000
R-squared	0.554770	Mean dependent var	0.000116
Adjusted R-squared	0.543354	S.D. dependent var	2.25E+10
S.E. of regression	1.52E+10	Akaike info criterion	49.77103
Sum squared resid	8.98E+21	Schwarz criterion	49.85462
Log likelihood	-1018.306	F-statistic	48.59518
Durbin-Watson stat	2.415029	Prob(F-statistic)	0.000000

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 69 sur 123

Figure 19: Les résidus du modèle estimé.

^{1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010}

^{CYCLE_COM Residuals}

Tableau 17: Test de racine unitaire sur les résidus d'estimation.

Null Hypothesis: CYCLE_COM_RESIDUALS has a unit root Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=9)

	t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic	-7.511456 0.0000
Test critical values: 1% level	-4.205004
5% level	-3.526609
10% level	-3.194611

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(CYCLE_COM_RESIDUALS) Method: Least Squares

Date: 08/08/12 Time: 14:31 Sample (adjusted): 1971 2010

Included observations: 40 after adjustments

Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
CYCLE_COM_RESIDUALS(-1)	-1.209011	0.160956	-7.511456	0.0000
C	-3286660.	4.91E+09	-0.000669	0.9995
@TREND(1970)	-1537205.	2.09E+08	-0.007366	0.9942

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 70 sur 123

R-squared	0.603980	Mean dependent var	94746739
Adjusted R-squared	0.582574	S.D. dependent var	2.36E+10
S.E. of regression	1.52E+10	Akaike info criterion	49.80357
Sum squared resid	8.59E+21	Schwarz criterion	49.93023
Log likelihood	-993.0713	F-statistic	28.21487
Durbin-Watson stat	2.031735	Prob(F-statistic)	0.000000

Ainsi donc nous avons constaté des relations de cointégration entre la balance commerciale et les dépenses publiques d'une part, et le volume des échanges commerciaux et les dépenses publiques d'autre part. Par conséquent on estimera le modèle à correction d'erreur pour ces différents types de modèle VAR.

1) MATRICE D'EVALUATION

Tableau 18: Matrice d'évaluation pour le Brésil.

LE MODELE MER	Variables	Paramètres de base				Paramètres intermédiaires
		Type	VarG	Var1	Var2	ipm	Var(G)	Var(n)
Effet global de multiplicateur	G et Y		0,49	0,53		1,07	0,49	0,53
Effets fondamentaux
Effet sur la demande	G et C	Var	0,50	0,60		1,18	0,50	0,60
Effet sur l'offre	G et I	Var	0,38	0,12		0,32	0,38	0,12
Effet global du marché	G, C et I	Var	0,54	0,66	0,39	0,98	1,07	1,05
Incitation à la consommation	G, Y et C	Var	0,51	0,59	0,63	1,20	1,02	1,22
Effets sur l'industrie (mesure de la productivité locale)
Efficacité relative et d'absorption de l'industrie locale	G et NX	Ecm	-0,06	0,18		-3,00	-0,06	0,18
Efficacité relative de la productivité des biens et services	G, C et NX	Var	0,48	0,08	0,59	0,69	0,96	0,67
Réactivité relative de l'industrie locale	G, I et NX	Var	0,34	0,01	0,08	0,11	0,68	0,07
Impact des échanges commerciaux
Effet d'ouverture de l'économie	G et COM	Ecm	0,26	0,37		1,42	0,26	0,37
Effet d'ouverture sur le marché local	G, I et COM	Var	0,51	0,48	0,30	0,76	1,03	0,78
Mesures globales
Indice globale du modèle (IGM)					IGM		1,25
Valeur globale des coefficients de G					V(G)		0,63
Valeur globale des coefficients des autres variables					V(n)		0,56
Mesure d'équilibre général du modèle					Se		0,95

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 71 sur 123

2) SYNTHESE DES RESULTATS DES TEST D'HYPOTHESES

Tableau 19: Résultats des tests d'hypothèses pour le Brésil.

Modèles partiels (Effet économique)	Normalité	Autocorrélation	Hétéroscédasticité
1. Effet global du multiplicateur	0,0001	0,0000	0,0117				Effets fondamentaux
			2. Effet sur la demande
0,3626	0,0000	0,1418	3. Effet sur l'offre
0,1046	0,0026	0,0118	4. Effet global de marché
0,6233	0,0000	0,0039	5. Effet d'incitation à la consommation
0,4341	0,0000	0,0000
Effet sur l'industrie locale
1. Effet d'absorption de l'industrie locale	0,0535	0,5563	0,1321					2. Effet sur la productivité locale
0,5275	0,0000	0,0001	3. Effet sur la production locale
0,0313	0,0000	0,0000
Effet d'ouverture économique
1. Effet global d'ouverture	0,0000	0,7092	0,1808						2. Effet d'ouverture sur le marché local
0,5988	0,0000	0,0000

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

3) MATRICE D'EQUILIBRE

Tableau 20: Matrice d'équilibre pour le Brésil.

IGM\Se	Se> _1	Se< 1
IGM >_ 1		Modèle intermédiaire supérieure : (Se = 0,95 et IGM = 1,25)
IGM < 1

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

4) INTERPRETATION DES RESULTATS

Observant les résultats, la politique budgétaire est efficace dans son impact sur l'économie toute entière. Avec un indice global du modèle> 1, nous pouvons

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 72 sur 123

conclure que la politique budgétaire du Brésil est aux effets exogènes, c'est-à-dire qu'elle a plus d'impact sur l'activité économique que d'autres composantes du revenu ainsi que le revenu lui-même ont un impact significatif sur les dépenses publiques.

De l'autre côté, nous observons plusieurs modèles partiels aux effets exogènes (l'effet global multiplicateur, l'effet sur la demande, l'incitation à la consommation et l'effet d'ouverture économique).

De façon singulière, nous avons observé une valeur plus importante de l'effet d'ouverture économique avec un indice partiel du modèle de 8,70. Ceci nous permet de constater dans quelle mesure les échanges commerciaux ont permis au Brésil de booster son économie.

Pour ce qui est de l'équilibre général du modèle d'analyse nous avons constaté qu'avec ???? = 0,93,l'économie du Brésil est en processus dans le sens qu'il n'a pas encore atteint l'optimum, ce qui nous permet d'avoir une matrice d'équilibre qui nous fixe le Brésil dans un modèle intermédiaire.

A la faveur du Plan real, Le gouvernement fédéral est parvenu à concilier deux objectifs a priori contradictoires : conserver le capital de crédibilité acquis auprès des investisseurs étrangers, sans, pour autant, perdre le soutien des élites régionales et locales. En 1993, les États ont essuyé une grave crise des rentrées fiscales qui a touché principalement, mais pas uniquement, l'ICMS (- 12 % par rapport à 1992), principale source de recettes propres. Cette évolution tranche avec le maintien relatif des recettes de l'Union la même année (- 5 %). Cet écart peut s'expliquer par l'effet négatif de l'accélération de l'inflation sur les recettes des États, moins bien protégées de l'inflation que celles de l'Union. Dans les pays inflationnistes, le décalage temporel entre la détermination de l'impôt et sa perception se traduit par une baisse en termes réels de la valeur des recettes perçues «effet Oliveira-Tanzi». La moindre vulnérabilité à l'inflation des recettes de l'Union peut s'expliquer notamment par la généralisation de la retenue à la source pour l'impôt sur le revenu des personnes physiques et l'établissement de délais plus courts dans les procédures de recouvrement.

En favorisant les distorsions et déséquilibres touchant les finances publiques infranationales, le ralentissement de l'inflation a réduit le pouvoir de marchandage des acteurs centrifuges et contraint les États les plus endettés à la négociation (Lopreato, 2002 ; Vargas, 2006). Avec le ralentissement de l'inflation, les États et leurs banques, qui finançaient les déficits, ont fait face à une situation particulièrement difficile. La stabilisation monétaire a en effet impliqué une augmentation mécanique des dépenses incompressibles (salaires et paiement des

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 73 sur 123

fournisseurs, auparavant dépréciés par le délai de paiement) qui n'ont pu être compensées par des coupes ou gels budgétaires.

Enfin, la hausse des taux d'intérêt a augmenté les charges financières et aggravé le « problème » de la dette des États. Depuis la mise en place du Plan real, la part de la dette liquide du secteur public infranational dans le PIB a doublé (Figure 25) et la dette mobilière des États a explosé en raison de la capitalisation des intérêts. Les États du Sud et du Sud-Est, les plus riches et les plus endettés, ont été les plus affectés. L'exacerbation de la situation financière et budgétaire des États a ouvert une fenêtre d'opportunité qui a permis à l'Union, au nom du risque de crise systémique, de modifier les règles du jeu et légitimer l'accroissement de la charge fiscale.⁴⁶

2. CAS DU CONGO

1) MATRICE D'EVALUATION

Tableau 21: Matrice d'évaluation pour le Congo.

LE MODELE MER	Variables	Paramètres de base				Paramètres intermédiaires
		Type	VarG	Var1	Var2	ipm	Var(G)	Var(n)
Effet global de multiplicateur	G et Y	Var	0,53	0,17		0,32	0,53	0,17
Effets fondamentaux	G et C	Var	0,48	0,35		0,73	0,48	0,35
Effet sur la demande
Effet sur l'offre	G et I	Var	0,55	-0,09		0,16	0,55	-0,09
Effet global du marché	G, C et I	Var	0,54	0,42	-0,15	0,25	1,07	0,27
Incitation à la consommation	G, Y et C	Var	0,52	0,15	0,44	0,57	1,04	0,60
Effets sur l'industrie (mesure de la productivité locale)
Efficacité relative et d'absorption de l'industrie locale	G et NX	Var	0,59	0,07		0,13	0,59	0,07
Efficacité relative de la productivité des biens et services	G, C et NX	Var	0,57	0,33	0,05	0,33	1,13	0,38
Réactivité relative de l'industrie locale	G, I et NX	Var	0,62	-0,13	0,32	0,15	1,23	0,19
Impact des échanges commerciaux
Effet d'ouverture de l'économie	G et COM	Var	0,51	-0,06		0,11	0,51	-0,06
Effet d'ouverture sur le marché local	G, I et COM	Var	0,53	-0,08	-0,07	0,14	1,05	-0,15
Mesures globales
Indice globale du modèle (IGM) IGM 0,54

⁴⁶Celentano, A. B., & Siroen, J. M. (2007). Mondialisation et politique fiscale du Brésil. Les Etudes du CERI. p.13

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 74 sur 123

V(G) 0,82

V(n) 0,17

Se 1,82

Valeur globale des coefficients de G

Valeur globale des coefficients des autres variables Mesure d'équilibre général du modèle

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

2) SYNTHESE DES RESULTATS DES TEST D'HYPOTHESES

Tableau 22: Résultats des tests d'hypothèses pour le Congo.

Modèles partiels (Effet économique)	Normalité	Autocorrélation	Hétéroscédasticité
1. Effet global du multiplicateur	0,0974	0,0016	0,0091				Effets fondamentaux
			2. Effet sur la demande
0,0332	0,0939	0,0089	3. Effet sur l'offre
0,0006	0,4417	0,0493	4. Effet global de marché
0,1078	0,1667	0,0286	5. Effet d'incitation à la consommation
0,4559	0,0267	0,0007
Effet sur l'industrie locale
1. Effet d'absorption de l'industrie locale	0,5910	0,0273	0,2473					2. Effet sur la productivité locale
0,6243	0,0919	0,0020	3. Effet sur la production locale
0,0891	0,0523	0,0089
Effet d'ouverture économique
1. Effet global d'ouverture	0,1777	0,5552	0,0525						2. Effet d'ouverture sur le marché local
0,1540	0,4635	0,0495

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

3) MATRICE D'EQUILIBRE

Tableau 23: Matrice d'équilibre pour le Congo.

IGM\Se	Se >_ 1	Se < 1
IGM > _1
IGM < 1	Modèle intermédiaire inférieur : (Se = 1,82 et IGM = 0,54)

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 75 sur 123

4) INTERPRETATION DES RESULTATS

L'économie du Congo présente un modèle que nous qualifions d'indésirable dans le cadre des critères de notre analyse. D'abord toute la matrice d'évaluation ne spécifie aucun modèle partiel à effet exogène. Avec Se = 1,82 et ?????? = 0,54 le modèle est parfaitement instable. En outre, on observe des modèles à effets endogènes, ce qui veut dire qu'au Congo, les dépenses publiques sont expliquées par d'autres variables macroéconomiques sans être une variable explicative considérable dans d'autres modèles.

Membre de la Communauté économique et monétaire de l'Afrique centrale (CEMAC), le Congo est tenu de respecter la discipline budgétaire commune ainsi que les critères de convergence. L'objectif de la politique fiscale pour 2007 était de contrôler les dépenses tout en répondant aux besoins fondamentaux du secteur social et de celui des infrastructures. La loi budgétaire promulguée au début juin 2007 prévoyait une augmentation des recettes non pétrolières et une croissance limitée des dépenses primaires, à obtenir à travers : i) une stricte maîtrise de la masse salariale, ii) une réduction des charges communes, iii) une diminution significative des subventions aux produits pétroliers avec l'augmentation des prix des carburants de 15 pour cent et leur indexation à l'avenir sur les prix internationaux du marché⁴⁷.

3. CAS DE LA RD CONGO

1) MATRICE D'EVALUATION

Tableau 24: Matrice d'évaluation pour la RD Congo.

LE MODELE MER	Variables	Paramètres de base				Paramètres intermédiaires
		Type	VarG	Var1	Var2	ipm	Var(G)	Var(n)
Effet global de multiplicateur	G et Y	Var	0,41	0,28		0,69	0,41	0,28
Effets fondamentaux
Effet sur la demande	G et C	Var	0,36	0,30		0,83	0,36	0,30
Effet sur l'offre	G et I	Var	0,26	-0,03		-0,11	0,26	-0,03
Effet global du marché	G, C et I	Var	0,35	0,35	-0,06	0,41	0,70	0,29
Incitation à la consommation	G, Y et C	Var	0,41	0,32	0,30	0,76	0,82	0,62
Effets sur l'industrie (mesure de la productivité locale)

⁴⁷BAD/OCDE. (2008). Perspectives économiques en Afrique. p.244

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 76 sur 123

Efficacité relative et d'absorption de l'industrie locale	G et NX	Var	0,26	-0,04		-0,17	0,26	-0,04
Efficacité relative de la productivité des biens et services	G, C et NX	Var	0,35	0,26	-0,09	0,24	0,70	0,17
Réactivité relative de l'industrie locale	G, I et NX	Var	0,25	-0,04	0,10	0,11	0,49	0,05
Impact des échanges commerciaux
Effet d'ouverture de l'économie	G et COM	Var	0,43	0,02		0,05	0,43	0,02
Effet d'ouverture sur le marché local	G, I et COM	Var	0,39	-0,07	0,11	0,04	0,78	0,03
Mesures globales
Indice globale du modèle (IGM)					IGM		0,75
Valeur globale des coefficients de G					V(G)		0,52
Valeur globale des coefficients des autres variables					V(n)		0,17
Mesure d'équilibre général du modèle					Se		0,91

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

2) SYNTHESE DES RESULTATS DES TEST D'HYPOTHESES

Tableau 25: Résultats des tests d'hypothèses pour la RD Congo.

Modèles partiels (Effet économique) 1. Effet global du multiplicateur Effets fondamentaux	Normalité 0,2673 0,1655	Autocorrélation 0,0000 0,3492		Hétéroscédasticité 0,0001 0,4592			2. Effet sur la demande
1.
0,0171	0,0419	0,0316		4. Effet global de marché
0,0062	0,0097	0,4102		5. Effet d'incitation à la consommation
0,1529	0,0000	0,0283
Effet sur l'industrie locale
1. Effet d'absorption de l'industrie locale	0,4476	0,2354		0,0032				2. Effet sur la productivité locale
0,6219	0,3592	0,0660		3. Effet sur la production locale
0,1965	0,0436	0,1016
Effet d'ouverture économique
1. Effet global d'ouverture	0,6223	0,7866		0,0376					2. Effet d'ouverture sur le marché local
0,0873	0,2150	0,1330

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

3) MATRICE D'EQUILIBRE

Tableau 26: Matrice d'équilibre pour la RD Congo.

IGM\Se

Se ~ 1

Se < 1

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 77 sur 123

1GM ~ 1
1GM < 1		Modèle indésirable : (Se = 0,91et 1GM = 0,75)

Source : L'auteur à partir des données des modèles VAR estimés.

4) INTERPRETATION DES RESULTATS

La RD Congo présente une situation plus ou moins similaires à celle du Congo par rapport à leurs indices partiels et globaux du modèle et à leurs matrices d'équilibre. La conclusion est donc que la politique budgétaire dans ces deux pays n'est pas efficace dans le strict espace de temps considéré.

Comparant les différents programmes de stabilisation initiés au Congo, Mukoko Samba note que l'économie politique de l'ajustement est demeurée inchangée : les efforts sont constamment tournés vers le rééquilibrage macroéconomique à l'aide des instruments monétaires et de change. Il relève en outre qu'en cette matière «le Congo détient un impressionnant record d'échecs. Combien de temps durera la stabilité relative retrouvée depuis juin-juillet 2002 ?». Remarque très pertinente et question inévitable concernant précisément l'avenir du PEG, ce programme d'ajustement qu'exécute le gouvernement à partir du 1 avril 2002. Conçu pour se terminer normalement le 31er juillet 2005, le PEG a vu sa date de clôture être prorogée jusqu'au 31 mars 2006, le Conseil d'administration du FMI ayant espéré que le gouvernement congolais pourrait en améliorer la performance jugée trop mitigée. Aujourd'hui, tout laisse entrevoir l'échec du PEG et sa suspension formelle par le FMI⁴⁸.

⁴⁸Kalala, F. K., & Mbiye, T. (2007). Politique économique revisitéeen RDC: Pesanteur d'hier et perspectives. p.8

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 78 sur 123

CONCLUSIONS ET RECOMMANDATIONS

Nous avons conçu et mis en place le modèle MER qui nous a permis d'évaluer la politique budgétaire dans le trois pays sous étude avec la possibilité de l'appliquer pour le cas des autres pays. Ce modèle prend en compte les effets réciproques des dépenses publiques d'avec d'autres composantes du revenu (la consommation des ménages, les investissements, les exportations nettes des importations et le volume des échanges commerciaux), et le revenu lui-même.Dans les conditions supposées d'efficacité, notre analyse par le modèle « MER » nous a révélé que la politique budgétaire est efficace au Brésil mais pas au Congo et en RD Congo, avec des indices globaux des modèles «??????» de respectivement 1,25 ; 0,54 et 0,75.

Notre étude qui s'est articulée autour de l'économétrie des séries temporelles d'une part, et de la macroéconomie moderne d'autre part. Se concluant avec une notion d'équilibre, nous avons vu que l'analyse économétrique, nous a permis de construire un modèle d'analyse complexe et sophistiqué, par lequel l'évaluation des politiques budgétaires est allée au-delà des simples positions des comptes publiques qui passe en partie par la notion du déficit, notre analyse se concentre sur la mesure des effets des politiques budgétaires dans l'optique des dépenses publiques dans son ensemble sur toute l'économie.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 79 sur 123

Nous avons construits un modèle d'analyse de l'efficacité des politiques budgétaires en réponse à la problématique que nous nous sommes fixé au départ. Modèle que nous avons nommé ; « Le MER ».

En réponse de cette préoccupation, nous avons tenté de vérifier dans le même ordre d'idées l'hypothèse selon laquelle ; pour évaluer l'efficacité d'une politique budgétaire, il faut observer la relation entre la politique budgétaire et les autres composantes du revenu et le revenu lui-même.

C'est avec minutie qu'il faut observer les résultats de nos analyses pays par pays pour se rendre compte de la confirmation des hypothèses, et pour interpréter ces résultats, car notre problématique exige une précision dans l'analyse des résultats, tant au niveau des estimations économétriques qu'au niveau de la matrice d'évaluation. De toutes les façons, nous avons essayé de tout résumer dans la matrice d'évaluation du modèle d'analyse que nous avons construit. Si on revient à la description de cette matrice qui nous permet de comprendre la réalité des différents pays que nous avons sélectionnés dans le cadre de notre étude, nous n'avons pas spécifié dans quelle mesure les colonnes du groupe « Paramètres de base » sont importantes en réponse de notre problématique et en vérification de notre hypothèse.

En fournissant les coefficients de détermination des différentes estimations VAR ou ECM que nous avons effectué, ces colonnes nous permettent de retenir les modèles en se basant sur la significativité des coefficients. Ceci nous permet donc de soutenir le modèle d'analyse que nous avons mis au point dans la mesure où il intègre également l'aspect économétrique. D'autre part, l'observation des indices partiels du modèle nous permet de nous rendre compte de la relation entre les dépenses publiques et les autres composantes du revenu ainsi que le revenu lui-même par l'analyse des différents effets économiques, ceci nous permet encore de soutenir notre modèle d'analyse dans le sens qu'il répond complètement à la préoccupation que nous nous sommes posé dans notre problématique en intégrant tous les deux volets de cette préoccupation.

Voilà que nous sommes à la fin de notre étude concernant ; l'analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires dans les pays en développement, cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo. Nous sommes particulièrement conscients du fait que le modèle peut ne pas épuiser toute la problématique dans un contexte plus ou moins large de l'économie quantitative, mais nous sommes aussi satisfaits d'avoir mis au point ce modèle qui doit en pratique passer aux tests de solidité. Le modèle « MER » ou « le Modèle auxEffets Réciproques » est un modèle d'analyse macroéconomique, qui en passant par des spécifications économétriques, permet de

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 80 sur 123

mesurer l'efficacité d'une politique budgétaire par la valeur de son « ?????? » (Indicateur Global du Modèle). C'est un modèle dynamique est sophistiqué dans la mesure où il intègre les décalages temporelles, et permet de faire ressortir l'équilibre macroéconomique de long terme renseigner dans la valeur de la mesure d'équilibre général du modèle « Se ».

Voilà en définitive, les résultats du travail pour lequel nous avons mis à profit tousefforts, dans le but de mettre au point un outil d'analyse macroéconomique plus ou moins solide. Et c'est dans cette logique que d'autres études et recherches seront engagées à d'autres opportunités dans le but d'intégrer « éventuellement » d'autres aspects qui échapperont au modèle « MER » tel qu'exposé dans le cadre de cette étude.

Dans l'entre temps, nous sommes au préalable conscient du fait que dans le sens abordé ici, le modèle « MER » est soumis à une évaluation de très long terme (41 ans). Mais nous nous forcerons plus tard de l'appliquer dans le cadre des études à court et/ou moyen terme.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 81 sur 123

LISTE DES FIGURES

- Figure 1: Effet d'une hausse des dépenses publiques à l'équilibre keynésien 13

- Figure 2: Mécanisme multiplicateur « Schéma A-B-C-D ». 14

- Figure 3: Processus multiplicateur dans une économie. 16

- Figure 4: Déplacement de la courbe IS vers le haut sous la hausse des dépenses

publiques. 17

- Figure 5: Evolution des investissements directs étrangers au Brésil. 20

- Figure 6: Les investissements bruts et l'évolution du taux d'inflation au Brésil. 21

- Figure 7: Evolution du PIB de la République Démocratique du Congo. 22

- Figure 8: Les investissements bruts et l'évolution du taux d'inflation au République

Démocratique du Congo. Erreur ! Signet non défini.

- Figure 9: Evolution du PIB de la République du Congo. 24

- Figure 10: Les investissements bruts et l'évolution du taux d'inflation en République

du Congo. 24
- Figure 11: Ratios des dépenses publiques au PIB et des investissements au PIB

(Brésil) 27
- Figure 12: Ratios des dépenses publiques au PIB et des investissements au PIB

(République du Congo). 27
- Figure 13: Ratios des dépenses publiques au PIB et des investissements au PIB

(République Démocratique du Congo). 28

- Figure 14 43

- Figure 15 44

- Figure 16 45

- Figure 19: Comparaison des tendances (tendance lisse et tendance avec bruit). 54

- Figure 17: Les résidus du modèle estimé. 68

- Figure 18: Les résidus du modèle estimé. 70

LISTE DES TABLES

- Tableau 1: Moyenne statistique du ratio des dépenses publiques au PIB au Brésil,

Congo et en RD Congo. 12

- Tableau 3: Résultats des tests ADF sur les séries cycliques du Brésil. 54

- Tableau 4: Résultats des tests ADF sur les séries cycliques du Congo. 55

- Tableau 5: Résultats des tests ADF sur les séries cycliques de la RD Congo. 55

- Tableau 6: Les effets économiques et leurs variables. 57

- Tableau 7: Les effets économiques (modèles partiels) et leurs fonctions

mathématiques. 57

- Tableau 8: Type de modèle VAR à estimer. 58

- Tableau 9: Modèle de matrice d'évaluation. 60

- Tableau 10: Modèle de matrice d'équilibre. 63

- Tableau 11: Système de classification. 63

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 82 sur 123

- Tableau 12: Test de racine unitaire sur les dépenses publiques du Brésil prise à la
différence première. 65
- Tableau 13: Test de racine unitaire sur la balance commerciale du Brésil prise à la différence première. 65
- Tableau 14: Test de racine unitaire sur le volume des échanges commerciaux du
Brésil pris à la différence première. 66
- Tableau 15: Régression de la balance commerciale sur les dépenses publiques. 67
- Tableau 16: Test de racine unitaire sur les résidus d'estimation.	68
- Tableau 17: Régression du volume des échanges sur les dépenses publiques. 69
- Tableau 18: Test de racine unitaire sur les résidus d'estimation. 70
- Tableau 19: Matrice d'évaluation pour le Brésil. 71
- Tableau 20: Résultats des tests d'hypothèses pour le Brésil. 72
- Tableau 21: Matrice d'équilibre pour le Brésil. 72
- Tableau 22: Matrice d'évaluation pour le Congo. 74
- Tableau 23: Résultats des tests d'hypothèses pour le Congo. 75
- Tableau 24: Matrice d'équilibre pour le Congo. 75
- Tableau 25: Matrice d'évaluation pour la RD Congo	76
- Tableau 26: Résultats des tests d'hypothèses pour la RD Congo	77
- Tableau 27: Matrice d'équilibre pour la RD Congo. 77

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 83 sur 123

ANNEXES

Note :

Les annexes que nous avons dressées dans le cadre de cette étude contiennent pour les trois pays concernés (Brésil, Congo, RD Congo), les bases de données, les résultats graphiques de filtrage par la méthode d'Hodrick-Prescott,les résultats des tests de racine unitaires sur les séries cycliques, les résultats des estimations VAR sur les modèles partiels des différents effets économiques et les tests d'hypothèses sur les résidus des différentes estimations.

Il est aussi à noter que toutes ces annexes ont été constituées à l'aide des données que nous avons obtenues à la Banque Mondiale, mais toutes les manipulations qui y ont été apportées sont les résultats de notre travail.

Le lecteur retiendra donc que tous les contenus de ces annexes ont pour source l'auteur à partir des données de la Banque Mondiale.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 84 sur 123

ANNEXE 1. BRESIL

D. BASE DE DONNES DE L'ETUDE

Annexe1-Tableau 1

Year	Balance	Ménages		Vol. des éch.		Dép. pub.		Invest.		Revenu(PIB)
1970	-178	29	017	6	129	4	793	8	695		42	328
1971	-849	34	238	7	160	5	424	10	391		49	204
1972	-928	40	779	9	427	6	295	12	393		58	539
1973	-975	53	545	14	090	8	281	18	428		79	279
1974	-6 172	74	372	23	021	10	244	26	693		105	136
1975	-4 908	82	255	23	559	13	160	33	202		123	709
1976	-3 660	104	981	25	144	16	063	35	293		152	678
1977	-1 172	121	841	26	725	16	623	38	879		176	171
1978	-2 387	137	670	29	196	19	388	46	130		200	801
1979	-4 616	156	459	36	669	21	913	51	213		224	969
1980	-5 295	163	832	47	848	21	618	54	870		235	025
1981	-999	179	160	50	656	24	560	60	841		263	561
1982	-1 873	195	953	44	743	28	184	59	417		281	682
1983	4 907	144	842	41	535	19	641	33	915		203	305
1984	11 754	147	051	44	882	17	317	32	902		209	024
1985	11 487	146	646	43	124	22	003	42	807		222	943
1986	6 602	181	719	40	680	28	621	51	196		268	137
1987	9 609	183	110	46	032	35	771	65	594		294	084
1988	17 166	196	566	54	782	41	603	75	061		330	397
1989	14 761	230	374	61	247	65	964	114	497		425	595
1990	5 720	273	960	70	040	89	120	93	160		461	952
1991	3 108	250	791	67	581	72	912	80	527		407	338
1992	9 698	240	274	75	197	66	642	73	952		390	567
1993	6 168	263	341	85	904	77	421	91	369		438	300
1994	1 919	325	757	102	007	97	588	120	966		546	233
1995	-11 674	480	253	123	277	161	752	138	621		768	951
1996	-15 109	542	967	125	389	168	742	143	082		839	683
1997	-19 164	565	210	138	008	173	336	151	818		871	200
1998	-16 872	542	855	133	873	174	153	143	690		843	827
1999	-8 245	379	878	118	706	119	122	96	108		586	863
2000	-11 369	414	835	140	028	123	577	117	659		644	702
2001	-7 282	351	359	142	151	109	703	99	803		553	582
2002	7 632	311	187	134	524	103	737	81	664		504	221
2003	16 086	342	138	149	510	107	116	87	129		552	469
2004	25 733	396	790	192	312	127	618	113	618		663	760
2005	31 832	531	730	235	088	175	658	142	964		882	185
2006	31 608	647	032	281	313	218	186	182	457	1	088	917

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 85 sur 123

2007	20 730		801	264	344	379	276	683	250	352	1	365	983
2008	3 140		964	836	448	514	333	651	341	856	1	652	632
2009	-891		967	400	355	555	347	719	263	226	1	594	490
2010	-20 748	1	216	130	486	472	442	019	401	909	2	087	890

E. RESULTATS DES ESTIMATIONS DES MODELES VAR

Annexe1-Tableau 2

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/14/12 Time: 19:07

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_PIB

CYCLE_GOUV(-1) -0.207011 -4.137417

(0.46153) (2.69389)

[-0.44853] [-1.53585]

CYCLE_GOUV(-2) -1.025872 -6.170301

(0.50068) (2.92237)

[-2.04897] [-2.11140]

CYCLE_PIB(-1) 0.133385 1.219639

(0.08460) (0.49379)

[ 1.57667] [ 2.46995]

CYCLE_PIB(-2) 0.178626 1.127182

(0.09510) (0.55508)

	[ 1.87829]	[ 2.03065]
C	1.26E+09	8.15E+09
	(2.3E+09)	(1.4E+10)
	[ 0.53770]	[ 0.59457]
R-squared	0.545887	0.578116
Adj. R-squared	0.492462	0.528482
Sum sq. resids	7.26E+21	2.47E+23
S.E. equation	1.46E+10	8.53E+10
F-statistic	10.21780	11.64771
Log likelihood	-965.4650	-1034.268
Akaike AIC	49.76744	53.29581
Schwarz SC	49.98071	53.50909
Mean dependent	11763664	-76159558
S.D. dependent	2.05E+10	1.24E+11
Determinant resid covariance (dof adj.)		2.23E+41

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 86 sur 123

Determinant resid covariance 1.70E+41

Log likelihood -1961.917

Akaike information criterion 101.1240

Schwarz criterion 101.5505

Annexe1-Tableau 3

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/14/12 Time: 19:15

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS

CYCLE_GOUV(-1) -0.518985 -3.617937

(0.45934) (1.54865)

[-1.12986] [-2.33619]

CYCLE_GOUV(-2) -0.823428 -2.045514

(0.51209) (1.72652)

[-1.60797] [-1.18476]

CYCLE_CONS(-1) 0.348777 1.831477

(0.13972) (0.47108)

[ 2.49619] [ 3.88784]

CYCLE_CONS(-2) 0.174761 0.335642

(0.15646) (0.52751)

[ 1.11695] [ 0.63627]

C 1.15E+09 4.17E+09

(2.3E+09) (7.8E+09)

[ 0.49385] [ 0.53214]

R-squared	0.556173	0.639059
Adj. R-squared	0.503958	0.596595
Sum sq. resids	7.10E+21	8.07E+22
S.E. equation	1.44E+10	4.87E+10
F-statistic	10.65160	15.04954
Log likelihood	-965.0182	-1012.417
Akaike AIC	49.74453	52.17524
Schwarz SC	49.95780	52.38852
Mean dependent	11763664	-43583179

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 87 sur 123

S.D. dependent 2.05E+10 7.67E+10

Determinant resid covariance (dof adj.) 6.54E+40

Determinant resid covariance 4.97E+40

Log likelihood -1937.961

Akaike information criterion 99.89543

Schwarz criterion 100.3220

Annexe1-Tableau 4

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/14/12 Time: 19:17

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_INVEST

CYCLE_GOUV(-1) 0.597883 0.384535

(0.29147) (0.47334)

[ 2.05128] [ 0.81239]

CYCLE_GOUV(-2) -0.510876 -0.547053

(0.25707) (0.41748)

[-1.98728] [-1.31037]

CYCLE_INVEST(-1) 0.031167 0.039995

(0.18485) (0.30020)

[ 0.16860] [ 0.13323]

CYCLE_INVEST(-2)		0.404583 (0.19349) [ 2.09092]	0.562984 (0.31423) [ 1.79162]
	C	5.95E+08	5.32E+08
		(2.6E+09)	(4.2E+09)
		[ 0.22930]	[ 0.12624]
R-squared		0.443720	0.213709
Adj. R-squared		0.378275	0.121205
Sum sq. resids		8.89E+21	2.35E+22
S.E. equation		1.62E+10	2.63E+10
F-statistic		6.780062	2.310254
Log likelihood		-969.4221	-988.3324
Akaike AIC		49.97036	50.94012

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 88 sur 123

Schwarz SC 50.18364 51.15340

Mean dependent 11763664 46991801

S.D. dependent 2.05E+10 2.80E+10

Determinant resid covariance (dof adj.) 5.96E+40

Determinant resid covariance 4.53E+40

Log likelihood -1936.158

Akaike information criterion 99.80300

Schwarz criterion 100.2296

Annexe1-Tableau 5

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/14/12 Time: 19:20

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS CYCLE_INVEST

CYCLE_GOUV(-1) -0.541344 -3.735683 -1.666479

(0.44860) (1.44144) (0.70174)

[-1.20675] [-2.59163] [-2.37478]

CYCLE_GOUV(-2) -0.826034 -2.015019 -0.988056

(0.51111) (1.64233) (0.79954)

[-1.61614] [-1.22693] [-1.23579]

CYCLE_CONS(-1) 0.456901 2.294334 0.821848

(0.14727) (0.47321) (0.23038)

[ 3.10246] [ 4.84841] [ 3.56743]

CYCLE_CONS(-2) 0.074383 -0.126112 0.087633

(0.17417) (0.55963) (0.27245)

[ 0.42708] [-0.22535] [ 0.32165]

CYCLE_INVEST(-1) -0.278143 -1.173263 -0.502314

(0.18053) (0.58007) (0.28240)

[-1.54074] [-2.02263] [-1.77876]

CYCLE_INVEST(-2) 0.248090 1.134152 0.311153

(0.19566) (0.62871) (0.30607)

[ 1.26795] [ 1.80395] [ 1.01660]

C 8.53E+08 2.86E+09 9.32E+08

(2.3E+09) (7.2E+09) (3.5E+09)

[ 0.37826] [ 0.39506] [ 0.26420]

R-squared 0.609095 0.711244 0.487329

Adj. R-squared 0.535800 0.657103 0.391203

Sum sq. resids 6.25E+21 6.45E+22 1.53E+22

S.E. equation 1.40E+10 4.49E+10 2.19E+10

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 89 sur 123

F-statistic 8.310224 13.13672 5.069693

Log likelihood -962.5423 -1008.066 -979.9924

Akaike AIC 49.72012 52.05467 50.61499

Schwarz SC 50.01871 52.35326 50.91358

Mean dependent 11763664 -43583179 46991801

S.D. dependent 2.05E+10 7.67E+10 2.80E+10

Determinant resid covariance (dof adj.) 1.03E+61

Determinant resid covariance 5.66E+60

Log likelihood -2893.850

Akaike information criterion 149.4795

Schwarz criterion 150.3753

Annexe1-Tableau 6

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/14/12 Time: 19:21

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_PIB CYCLE_CONS

CYCLE_GOUV(-1) -0.411111 -5.785249 -3.136360

(0.46926) (2.60173) (1.51342)

[-0.87608] [-2.22362] [-2.07237]

CYCLE_GOUV(-2) -0.988178 -5.135395 -2.801822

(0.52892) (2.93250) (1.70582)

[-1.86830] [-1.75120] [-1.64251]

CYCLE_PIB(-1) -0.128623 -0.788909 -0.530154

(0.17292) (0.95870) (0.55767)

[-0.74385] [-0.82290] [-0.95066]

CYCLE_PIB(-2) 0.261091 2.347975 1.332809

(0.17936) (0.99441) (0.57844)

[ 1.45572] [ 2.36118] [ 2.30414]

CYCLE_CONS(-1) 0.507797 3.901842 2.450519

(0.29332) (1.62625) (0.94598)

[ 1.73122] [ 2.39928] [ 2.59044]

CYCLE_CONS(-2) -0.190788 -2.592647 -1.535948

(0.29728) (1.64820) (0.95875)

[-0.64179] [-1.57302] [-1.60203]

C 9.59E+08 5.29E+09 3.32E+09

(2.3E+09) (1.3E+10) (7.5E+09)

[ 0.41269] [ 0.41040] [ 0.44335]

R-squared 0.585516 0.652561 0.691557

Adj. R-squared 0.507801 0.587416 0.633725

Sum sq. resids 6.63E+21 2.04E+23 6.89E+22

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 90 sur 123

S.E. equation 1.44E+10 7.98E+10 4.64E+10

F-statistic 7.534079 10.01707 11.95784

Log likelihood -963.6844 -1030.483 -1009.352

Akaike AIC 49.77869 53.20424 52.12062

Schwarz SC 50.07728 53.50283 52.41921

Mean dependent 11763664 -76159558 -43583179

S.D. dependent 2.05E+10 1.24E+11 7.67E+10

Determinant resid covariance (dof adj.) 1.31E+61

Determinant resid covariance 7.22E+60

Log likelihood -2898.580

Akaike information criterion 149.7220

Schwarz criterion 150.6178

Annexe1-Tableau 7

Vector Error Correction Estimates

Date: 08/08/12 Time: 13:49

Sample (adjusted): 1973 2010

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: CointEq1

CYCLE_GOU(-1) 1.000000

CYCLE_BA(-1) 2.146769

(0.41413)

[ 5.18380]

C 5.65E+08

Error Correction: D(CYCLE_GOU) D(CYCLE_BA)

CointEq1 -0.148650 -0.201283

(0.28458) (0.07998)

[-0.52234] [-2.51670]

D(CYCLE_GOU(-1)) 0.246665 0.111681

(0.31063) (0.08730)

[ 0.79408] [ 1.27928]

D(CYCLE_GOU(-2)) 0.421526 -0.001181

(0.31748) (0.08922)

[ 1.32773] [-0.01324]

D(CYCLE_BA(-1)) 0.806170 0.249061

(0.82275) (0.23123)

[ 0.97985] [ 1.07714]

D(CYCLE_BA(-2)) 0.501978 -0.174917

(0.84537) (0.23758)

[ 0.59380] [-0.73624]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 91 sur 123

C 1.61E+09 -6.60E+08

(3.3E+09) (9.3E+08)

[ 0.48548] [-0.70914]

R-squared 0.086514 0.291555

Adj. R-squared -0.056219 0.180860

Sum sq. resids 1.33E+22 1.05E+21

S.E. equation 2.04E+10 5.73E+09

F-statistic 0.606125 2.633868

Log likelihood -952.6791 -904.4474

Akaike AIC 50.45680 47.91829

Schwarz SC 50.71536 48.17685

Mean dependent 1.74E+09 -6.58E+08

S.D. dependent 1.98E+10 6.33E+09

Determinant resid covariance (dof adj.) 4.25E+39

Determinant resid covariance 3.01E+39

Log likelihood -1835.005

Akaike information criterion 97.31606

Schwarz criterion 97.91938

Annexe1-Tableau 8

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/14/12 Time: 19:25

Sample (adjusted): 1973 2010

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_BAL CYCLE_CONS

CYCLE_GOUV(-1) -0.477235 0.380215 -3.224577

(0.48848) (0.19816) (1.62680)

[-0.97699] [ 1.91868] [-1.98216]

CYCLE_GOUV(-2) -0.863887 0.132409 -2.309381

(0.53555) (0.21726) (1.78358)

[-1.61307] [ 0.60944] [-1.29480]

CYCLE_BAL(-1) 0.416652 0.275892 0.748439

(0.65831) (0.26706) (2.19241)

[ 0.63291] [ 1.03306] [ 0.34138]

CYCLE_BAL(-2) -0.317822 -0.125089 -2.225116

(0.57985) (0.23523) (1.93112)

[-0.54811] [-0.53176] [-1.15224]

CYCLE_CONS(-1) 0.368153 -0.106107 1.756443

(0.15983) (0.06484) (0.53228)

[ 2.30344] [-1.63648] [ 3.29983]

CYCLE_CONS(-2) 0.153967 -0.034123 0.290832

(0.16594) (0.06732) (0.55262)

[ 0.92787] [-0.50690] [ 0.52627]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 92 sur 123

C 1.25E+09 (2.5E+09) [ 0.50659]	-7.59E+08 (1.0E+09) [-0.76027]	3.91E+09 (8.2E+09) [ 0.47734]
R-squared 0.564661	0.226607	0.654461
Adj. R-squared 0.480402	0.076918	0.587582
Sum sq. resids 6.96E+21	1.15E+21	7.72E+22
S.E. equation 1.50E+10	6.08E+09	4.99E+10
F-statistic 6.701482	1.513855	9.785811
Log likelihood -940.3974	-906.1140	-986.1144
Akaike AIC 49.86302	48.05863	52.26918
Schwarz SC 50.16468	48.36029	52.57084
Mean dependent 56060238	-6.58E+08	2.13E+08
S.D. dependent 2.08E+10	6.33E+09	7.77E+10
Determinant resid covariance (dof adj.)	9.40E+59
Determinant resid covariance	5.11E+59
Log likelihood	-2773.934
Akaike information criterion	147.1018
Schwarz criterion	148.0068
Annexe1-Tableau 9
Vector Autoregression Estimates
Date: 07/14/12 Time: 19:26
Sample (adjusted): 1973 2010
Included observations: 38 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
CYCLE_GOUV	CYCLE_BAL	CYCLE_INVEST

CYCLE_GOUV(-1) 0.613932 0.077316 0.319612

(0.31681) (0.11889) (0.51102)

[ 1.93785] [ 0.65030] [ 0.62543]

CYCLE_GOUV(-2) -0.522781 0.085757 -0.426524

(0.29623) (0.11117) (0.47783)

[-1.76476] [ 0.77141] [-0.89262]

CYCLE_BAL(-1) 0.060907 0.365101 -0.751333

(0.75666) (0.28396) (1.22050)

[ 0.08050] [ 1.28577] [-0.61559]

CYCLE_BAL(-2) -0.248126 -0.189374 -0.291726

(0.71668) (0.26895) (1.15602)

[-0.34622] [-0.70412] [-0.25235]

CYCLE_INVEST(-1) 0.030982 -0.013479 -0.052610

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 93 sur 123

	(0.21036) [ 0.14728]	(0.07894) [-0.17074]	(0.33932) [-0.15504]
CYCLE_INVEST(-2)	0.368291	-0.132610	0.466724
	(0.23384)	(0.08776)	(0.37719)
	[ 1.57495]	[-1.51112]	[ 1.23736]
C	5.87E+08	-6.05E+08	2.47E+08
	(2.8E+09)	(1.0E+09)	(4.5E+09)
	[ 0.21189]	[-0.58177]	[ 0.05530]
R-squared	0.445959	0.157717	0.226939
Adj. R-squared	0.338725	-0.005306	0.077315
Sum sq. resids	8.86E+21	1.25E+21	2.30E+22
S.E. equation	1.69E+10	6.34E+09	2.73E+10
F-statistic	4.158749	0.967455	1.516726
Log likelihood	-944.9785	-907.7352	-963.1468
Akaike AIC	50.10413	48.14396	51.06036
Schwarz SC	50.40579	48.44562	51.36202
Mean dependent	56060238	-6.58E+08	1.72E+08
S.D. dependent	2.08E+10	6.33E+09	2.84E+10
Determinant resid covariance (dof adj.)		1.05E+60
Determinant resid covariance		5.68E+59
Log likelihood		-2775.955
Akaike information criterion		147.2081
Schwarz criterion		148.1131

Annexe1-Tableau 10

Vector Error Correction Estimates

Date: 08/08/12 Time: 13:21

Sample (adjusted): 1973 2010

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

Cointegrating Eq: CointEq1

CYCLE_GOU(-1) 1.000000

CYCLE_CO(-1) -1.285549

(0.13797)

[-9.31791]

C 1.96E+08

Error Correction: D(CYCLE_GOU) D(CYCLE_CO)

CointEq1 -0.999762 0.030172

(0.35867) (0.50111)

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 94 sur 123

[-2.78743] [ 0.06021]

D(CYCLE_GOU(-1)) 0.842987 0.656825

(0.31495) (0.44003)

[ 2.67656] [ 1.49268]

D(CYCLE_GOU(-2)) 0.402906 0.191983

(0.29187) (0.40779)

[ 1.38042] [ 0.47079]

D(CYCLE_CO(-1)) -1.261100 -1.062594

(0.41117) (0.57446)

[-3.06710] [-1.84972]

D(CYCLE_CO(-2)) -0.565413 -0.648328

(0.47372) (0.66186)

[-1.19355] [-0.97956]

C 9.92E+08 1.15E+09

(2.8E+09) (3.9E+09)

[ 0.35182] [ 0.29300]

R-squared 0.356140 0.459750

Adj. R-squared 0.255537 0.375336

Sum sq. resids 9.36E+21 1.83E+22

S.E. equation 1.71E+10 2.39E+10

F-statistic 3.540049 5.446366

Log likelihood -946.0332 -958.7414

Akaike AIC 50.10701 50.77586

Schwarz SC 50.36558 51.03443

Mean dependent 1.74E+09 1.28E+09

S.D. dependent 1.98E+10 3.02E+10

Determinant resid covariance (dof adj.) 7.35E+40

Determinant resid covariance 5.21E+40

Log likelihood -1889.170

Akaike information criterion 100.1668

Schwarz criterion 100.7702

Annexe1-Tableau 11

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/14/12 Time: 19:34

Sample (adjusted): 1973 2010

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_COM CYCLE_INVEST

CYCLE_GOUV(-1) 0.606797 0.641558 0.394950

(0.26172) (0.39345) (0.42943)

[ 2.31847] [ 1.63058] [ 0.91970]

CYCLE_GOUV(-2) -0.227188 -0.195635 -0.079544

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 95 sur 123

CYCLE_COM(-1)	(0.25479) [-0.89167] -0.583705 (0.23233) [-2.51236]	(0.38303) [-0.51076] -1.172036 (0.34927) [-3.35567]	(0.41806) [-0.19027] -0.868405 (0.38121) [-2.27802]
CYCLE_COM(-2)	0.288857	0.127789	0.517506
	(0.21762)	(0.32716)	(0.35708)
	[ 1.32732]	[ 0.39060]	[ 1.44929]
CYCLE_INVEST(-1)	0.528668	-0.035889	0.781425
	(0.25604)	(0.38492)	(0.42012)
	[ 2.06475]	[-0.09324]	[ 1.86002]
CYCLE_INVEST(-2)	-0.390812	-0.828807	-0.673802
	(0.29689)	(0.44631)	(0.48713)
	[-1.31637]	[-1.85700]	[-1.38321]
C	-2.41E+08	-6.40E+08	-8.52E+08
	(2.4E+09)	(3.6E+09)	(4.0E+09)
	[-0.10010]	[-0.17666]	[-0.21575]
R-squared	0.591791	0.564036	0.410641
Adj. R-squared	0.512783	0.479655	0.296572
Sum sq. resids	6.53E+21	1.47E+22	1.76E+22
S.E. equation	1.45E+10	2.18E+10	2.38E+10
F-statistic	7.490252	6.684454	3.599923
Log likelihood	-939.1748	-954.6665	-957.9917
Akaike AIC	49.79867	50.61402	50.78903
Schwarz SC	50.10033	50.91568	51.09070
Mean dependent	56060238	1.28E+09	1.72E+08
S.D. dependent	2.08E+10	3.02E+10	2.84E+10
Determinant resid covariance (dof adj.)		5.52E+60
Determinant resid covariance		3.00E+60
Log likelihood		-2807.567
Akaike information criterion		148.8719
Schwarz criterion		149.7769

ANNEXE 2. CONGO

F. BASE DE DONNES DE L'ETUDE

Annexe2-Tableau 1

Year	Balance	Ménages	Vol. des ech.	Dép. pub.	Invest.	Revenu (PIB)
1970	-63,02	223,97	253,14	46,45	0,00	273,67
1971	-64,23	244,29	272,79	54,85	0,00	320,06
1972	-96,24	315,66	328,34	71,29	0,00	409,93

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 96 sur 123

1973	-63,71		337,39		406,48		95,12		0,00		541,98
1974	-36,56		312,42		659,73		104,28		205,23		585,37
1975	-213,71		542,67		764,31		138,12		300,03		767,11
1976	-197,53		584,64		806,86		133,50		233,94		754,55
1977	-150,60		564,15		848,26		148,16		203,52		765,23
1978	-152,45		589,40		920,87		201,64		240,19		878,78
1979	-14,57		657,67	1	151,27		244,45		311,21	1	198,75
1980	-1,89		797,52	2	049,42		300,08		610,09	1	705,80
1981	-360,28	1	125,75	2	673,61		267,91		960,14	1	993,52
1982	-286,06		864,57	2	674,34		291,53	1	290,61	2	160,65
1983	129,64		835,55	2	300,92		325,93		806,16	2	097,28
1984	351,07		851,58	2	352,65		324,29		666,66	2	193,59
1985	16,92	1	134,08	2	437,34		355,47		654,41	2	160,88
1986	-255,84	1	099,05	1	729,11		461,44		544,62	1	849,27
1987	71,54	1	300,09	1	846,37		472,82		453,31	2	297,77
1988	4,36	1	330,55	1	793,20		465,68		411,96	2	212,55
1989	327,27	1	258,91	1	991,81		465,82		337,61	2	389,60
1990	220,37	1	745,73	2	784,06		387,49		445,16	2	798,75
1991	-52,46	1	645,84	2	508,28		572,13		559,36	2	724,86
1992	81,60	1	597,71	2	433,03		620,35		633,53	2	933,23
1993	-113,33	1	059,31	1	810,67		406,97		566,02	1	918,97
1994	-277,92	1	011,53	2	348,52		286,92		552,77	1	769,38
1995	23,24	1	044,34	2	715,02		274,51		773,92	2	116,00
1996	222,85	1	263,61	3	269,27		369,46		684,78	2	540,70
1997	358,51		961,20	3	153,28		486,55		516,42	2	322,72
1998	71,23		886,42	2	902,81		471,70		520,21	1	949,48
1999	310,38		868,97	3	092,90		354,45		653,73	2	353,91
2000	1 181,18		756,82	3	989,81		372,48		728,53	3	219,89
2001	673,66		943,34	3	652,91		393,70		736,47	2	794,25
2002	832,72		897,96	4	090,73		554,38		706,91	3	019,99
2003	166,51		879,12	5	483,68		606,85		912,08	3	495,87
2004	1 380,24	1	651,72	6	106,82		696,03	1	046,89	4	648,63
2005	1 804,97	1	766,81	8	440,46		790,95	1	228,98	6	087,00
2006	1 433,35	2	043,09	11	579,86	1	076,90	1	672,46	7	731,26
2007	2 099,21	3	039,71	11	085,40	1	424,68	1	831,10	8	394,69
2008	3 338,19	4	933,36	14	486,26	1	416,91	2	170,55	11	859,02
2009	1 939,10	4	321,17	11	572,05	1	173,48	2	159,79	9	593,54
2010	3 653,01	4	636,83	16	789,13	1	253,64	2	464,40	12	007,88

G. RESULTATS DES ESTIMATIONS DES MODELES VAR

Annexe2-Tableau 2

Vector Autoregression Estimates Date: 07/15/12 Time: 00:48 Sample (adjusted): 1972 2010

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 97 sur 123

Included observations: 39 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

	CYCLE_GOUV	CYCLE_PIB
CYCLE_GOUV(-1)	0.760571	3.148566
	(0.14561)	(1.12233)
	[ 5.22337]	[ 2.80537]
CYCLE_GOUV(-2)	-0.817362	-1.168058
	(0.16163)	(1.24580)
	[-5.05706]	[-0.93759]
CYCLE_PIB(-1)	0.020509	-0.161314
	(0.02462)	(0.18980)
	[ 0.83289]	[-0.84992]
CYCLE_PIB(-2)	0.048718	0.314910
	(0.02426)	(0.18699)
	[ 2.00825]	[ 1.68414]
C	2203503.	-10621701
	(1.1E+07)	(8.6E+07)
	[ 0.19661]	[-0.12295]
R-squared	0.575612	0.253899
Adj. R-squared	0.525685	0.166123
Sum sq. resids	1.65E+17	9.80E+18
S.E. equation	69650517	5.37E+08
F-statistic	11.52886	2.892566
Log likelihood	-756.9642	-836.6116
Akaike AIC	39.07509	43.15957
Schwarz SC	39.28836	43.37284
Mean dependent	-539683.6	-4060102.
S.D. dependent	1.01E+08	5.88E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		1.11E+33
Determinant resid covariance		8.43E+32
Log likelihood		-1589.062
Akaike information criterion		82.00320
Schwarz criterion		82.42975

Annexe2-Tableau 3

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 00:49

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS

CYCLE_GOUV(-1) 0.844225 1.834801

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 98 sur 123

	(0.14817) [ 5.69777]	(0.53144) [ 3.45252]
CYCLE_GOUV(-2)	-0.686457	0.137492
	(0.18449)	(0.66173)
	[-3.72078]	[ 0.20778]
CYCLE_CONS(-1)	-0.012008	0.122216
	(0.05014)	(0.17984)
	[-0.23949]	[ 0.67956]
CYCLE_CONS(-2)	0.042698	-0.025264
	(0.04527)	(0.16235)
	[ 0.94328]	[-0.15561]
C	1594295.	-6583446.
	(1.2E+07)	(4.2E+07)
	[ 0.13542]	[-0.15590]
R-squared	0.532961	0.416985
Adj. R-squared	0.478016	0.348395
Sum sq. resids	1.82E+17	2.34E+18
S.E. equation	73066698	2.62E+08
F-statistic	9.699775	6.079375
Log likelihood	-758.8316	-808.6441
Akaike AIC	39.17085	41.72534
Schwarz SC	39.38413	41.93862
Mean dependent	-539683.6	-1070918.
S.D. dependent	1.01E+08	3.25E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		3.37E+32
Determinant resid covariance		2.56E+32
Log likelihood		-1565.802
Akaike information criterion		80.81034
Schwarz criterion		81.23689

Annexe2-Tableau 4

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 00:52

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

	CYCLE_GOUV	CYCLE_INVEST
CYCLE_GOUV(-1)	0.765452	-0.046837
	(0.13807)	(0.65516)
	[ 5.54404]	[-0.07149]
CYCLE_GOUV(-2)	-0.580229	-0.129477
	(0.13099)	(0.62158)

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 99 sur 123

[-4.42957] [-0.20830]

CYCLE_INVEST(-1) 0.092008 -0.020864

(0.03619) (0.17174)

[ 2.54213] [-0.12148]

CYCLE_INVEST(-2) -0.008437 -0.139921

(0.03915) (0.18576)

[-0.21553] [-0.75322]

C	846534.4 (1.1E+07) [ 0.07789]	298309.3 (5.2E+07) [ 0.00578]
R-squared	0.598683	0.024101
Adj. R-squared	0.551470	-0.090711
Sum sq. resids	1.56E+17	3.51E+18
S.E. equation	67730869	3.21E+08
F-statistic	12.68028	0.209918
Log likelihood	-755.8742	-816.6026
Akaike AIC	39.01919	42.13347
Schwarz SC	39.23247	42.34675
Mean dependent	-539683.6	-1426090.
S.D. dependent	1.01E+08	3.08E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		4.62E+32
Determinant resid covariance		3.51E+32
Log likelihood		-1571.980
Akaike information criterion		81.12720
Schwarz criterion		81.55375

Annexe2-Tableau 5

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 00:53

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS CYCLE_INVEST

CYCLE_GOUV(-1) 0.789222 1.346937 0.049972

(0.15161) (0.54490) (0.72827)

[ 5.20570] [ 2.47189] [ 0.06862]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 100 sur 123

CYCLE_GOUV(-2) CYCLE_CONS(-1)	-0.680043 (0.17385) [-3.91155] 0.014154 (0.04861) [ 0.29120]	0.182046 (0.62486) [ 0.29134] 0.164460 (0.17470) [ 0.94136]	-0.070923 (0.83514) [-0.08492] -0.079925 (0.23349) [-0.34230]
CYCLE_CONS(-2)	0.036798	0.013109	0.041941
	(0.04291)	(0.15422)	(0.20612)
	[ 0.85760]	[ 0.08500]	[ 0.20348]
CYCLE_INVEST(-1)	0.094317	0.031694	-0.034880
	(0.03773)	(0.13562)	(0.18126)
	[ 2.49958]	[ 0.23370]	[-0.19243]
CYCLE_INVEST(-2)	-0.002907	0.359293	-0.142854
	(0.04025)	(0.14465)	(0.19333)
	[-0.07223]	[ 2.48389]	[-0.73893]
C	1765626.	-7134486.	-171820.6
	(1.1E+07)	(4.0E+07)	(5.3E+07)
	[ 0.15922]	[-0.17901]	[-0.00323]
R-squared	0.610075	0.511230	0.028310
Adj. R-squared	0.536964	0.419586	-0.153882
Sum sq. resids	1.52E+17	1.96E+18	3.50E+18
S.E. equation	68817398	2.47E+08	3.31E+08
F-statistic	8.344497	5.578415	0.155384
Log likelihood	-755.3127	-805.2058	-816.5184
Akaike AIC	39.09296	41.65158	42.23171
Schwarz SC	39.39155	41.95017	42.53030
Mean dependent	-539683.6	-1070918.	-1426090.
S.D. dependent	1.01E+08	3.25E+08	3.08E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		2.59E+49
Determinant resid covariance		1.43E+49
Log likelihood		-2373.090
Akaike information criterion		122.7739
Schwarz criterion		123.6696

Annexe2-Tableau 6

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 00:55

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 101 sur 123

CYCLE_GOUV	CYCLE_PIB	CYCLE_CONS
CYCLE_GOUV(-1) 0.693263	2.562146	1.597886
(0.15936)	(1.23086)	(0.55222)
[ 4.35026]	[ 2.08160]	[ 2.89358]
CYCLE_GOUV(-2) -0.719719	-0.778768	-0.208995
(0.18087)	(1.39696)	(0.62674)
[-3.97928]	[-0.55747]	[-0.33346]
CYCLE_PIB(-1) 0.044521	-0.131268	-0.080050
(0.03475)	(0.26840)	(0.12042)
[ 1.28115]	[-0.48907]	[-0.66476]
CYCLE_PIB(-2) 0.073079	0.592412	0.351411
(0.03835)	(0.29619)	(0.13289)
[ 1.90564]	[ 2.00008]	[ 2.64445]
CYCLE_CONS(-1) -0.063767	-0.050841	0.277387
(0.06772)	(0.52306)	(0.23467)
[-0.94161]	[-0.09720]	[ 1.18203]
CYCLE_CONS(-2) -0.043987	-0.621608	-0.535687
(0.06884)	(0.53172)	(0.23855)
[-0.63895]	[-1.16905]	[-2.24556]
C 1349863.	-19309628	-12341288
(1.1E+07)	(8.7E+07)	(3.9E+07)
[ 0.11939]	[-0.22113]	[-0.31501]
R-squared 0.596231	0.287231	0.529549
Adj. R-squared 0.520525	0.153587	0.441340
Sum sq. resids 1.57E+17	9.36E+18	1.88E+18
S.E. equation 70028333	5.41E+08	2.43E+08
F-statistic 7.875551	2.149224	6.003318
Log likelihood -755.9930	-835.7203	-804.4609
Akaike AIC 39.12785	43.21643	41.61338
Schwarz SC 39.42643	43.51502	41.91197
Mean dependent -539683.6	-4060102.	-1070918.
S.D. dependent 1.01E+08	5.88E+08	3.25E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)	3.41E+49
Determinant resid covariance	1.89E+49
Log likelihood	-2378.498
Akaike information criterion	123.0512
Schwarz criterion	123.9470

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 102 sur 123

Annexe2-Tableau 7

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 00:57

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV	CYCLE_BAL
CYCLE_GOUV(-1) 0.907234 (0.12678) [ 7.15570]	0.179396 (0.61264) [ 0.29282]
CYCLE_GOUV(-2) -0.722697	0.278744
(0.12815)	(0.61924)
[-5.63946]	[ 0.45014]
CYCLE_BAL(-1) -0.036733	-0.419565
(0.03564)	(0.17219)
[-1.03080]	[-2.43659]
CYCLE_BAL(-2) 0.108072	-0.290046
(0.03996)	(0.19311)
[ 2.70430]	[-1.50200]
C 92885.06	-8178283.
(1.0E+07)	(5.1E+07)
[ 0.00888]	[-0.16176]
R-squared 0.629108	0.171371
Adj. R-squared 0.585473	0.073886
Sum sq. resids 1.44E+17	3.37E+18
S.E. equation 65112899	3.15E+08
F-statistic 14.41769	1.757911
Log likelihood -754.3369	-815.7730
Akaike AIC 38.94035	42.09092
Schwarz SC 39.15363	42.30420
Mean dependent -539683.6	-1023411.
S.D. dependent 1.01E+08	3.27E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)	3.83E+32
Determinant resid covariance	2.91E+32
Log likelihood	-1568.337
Akaike information criterion	80.94034
Schwarz criterion	81.36690

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 103 sur 123

Annexe2-Tableau 8

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 00:58

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS CYCLE_BAL

CYCLE_GOUV(-1) 0.876338 1.853499 0.368092

(0.13528) (0.54077) (0.64990)

[ 6.47783] [ 3.42754] [ 0.56638]

CYCLE_GOUV(-2) -0.710525 0.045140 0.203361

(0.16965) (0.67814) (0.81501)

[-4.18818] [ 0.06656] [ 0.24952]

CYCLE_CONS(-1) 0.025989 0.233612 -0.158338

(0.05364) (0.21442) (0.25770)

[ 0.48448] [ 1.08949] [-0.61443]

CYCLE_CONS(-2) -0.035972 -0.112391 0.219904

(0.04893) (0.19559) (0.23507)

[-0.73517] [-0.57462] [ 0.93549]

CYCLE_BAL(-1) -0.051514 -0.167681 -0.329416

(0.04334) (0.17324) (0.20820)

[-1.18863] [-0.96792] [-1.58221]

CYCLE_BAL(-2) 0.120391 0.048507 -0.365428

(0.04576) (0.18293) (0.21985)

[ 2.63068] [ 0.26516] [-1.66215]

C -459323.3 -9440635. -4797171.

(1.1E+07) (4.3E+07) (5.2E+07)

[-0.04278] [-0.21996] [-0.09300]

R-squared 0.636159 0.435877 0.196546

Adj. R-squared 0.567939 0.330103 0.045899

Sum sq. resids 1.41E+17 2.26E+18 3.26E+18

S.E. equation 66475758 2.66E+08 3.19E+08

F-statistic 9.325085 4.120863 1.304676

Log likelihood -753.9626 -808.0018 -815.1714

Akaike AIC 39.02372 41.79496 42.16264

Schwarz SC 39.32231 42.09355 42.46122

Mean dependent -539683.6 -1070918. -1023411.

S.D. dependent 1.01E+08 3.25E+08 3.27E+08

Determinant resid covariance (dof adj.) 1.82E+49

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 104 sur 123

Determinant resid covariance 1.00E+49

Log likelihood -2366.199

Akaike information criterion 122.4204

Schwarz criterion 123.3162

Annexe2-Tableau 9

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:01

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_INVEST CYCLE_BAL

CYCLE_GOUV(-1) 0.817517 -0.208708 -0.477796

(0.13341) (0.69794) (0.57560)

[ 6.12766] [-0.29903] [-0.83008]

CYCLE_GOUV(-2) -0.671480 -0.004743 0.336844

(0.12538) (0.65590) (0.54093)

[-5.35569] [-0.00723] [ 0.62271]

CYCLE_INVEST(-1) 0.075765 0.032016 -0.083391

(0.03586) (0.18761) (0.15472)

[ 2.11266] [ 0.17065] [-0.53897]

CYCLE_INVEST(-2) 0.027896 -0.167549 0.621651

(0.03912) (0.20466) (0.16878)

[ 0.71308] [-0.81868] [ 3.68311]

CYCLE_BAL(-1)	-0.007824 (0.03674) [-0.21292]	0.110390 (0.19223) [ 0.57428]	-0.365683 (0.15853) [-2.30670]
CYCLE_BAL(-2)	0.111489	-0.113860	-0.032770
	(0.04155)	(0.21739)	(0.17928)
	[ 2.68298]	[-0.52377]	[-0.18279]
C	303396.2	2512705.	-11018977
	(1.0E+07)	(5.3E+07)	(4.3E+07)
	[ 0.03016]	[ 0.04775]	[-0.25389]
R-squared	0.677493	0.046806	0.425592
Adj. R-squared	0.617022	-0.131918	0.317891
Sum sq. resids	1.25E+17	3.43E+18	2.33E+18
S.E. equation	62586023	3.27E+08	2.70E+08
F-statistic	11.20375	0.261888	3.951592
Log likelihood	-751.6110	-816.1436	-808.6276

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 105 sur 123

Akaike AIC	38.90313	42.21249	41.82706
Schwarz SC	39.20172	42.51108	42.12564
Mean dependent	-539683.6	-1426090.	-1023411.
S.D. dependent	1.01E+08	3.08E+08	3.27E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		2.15E+49
Determinant resid covariance		1.19E+49
Log likelihood		-2369.523
Akaike information criterion		122.5909
Schwarz criterion		123.4867

Annexe2-Tableau 10

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:04

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

	CYCLE_GOUV	CYCLE_COM
CYCLE_GOUV(-1)	0.673084	0.676237
	(0.16920)	(1.00296)
	[ 3.97804]	[ 0.67424]
CYCLE_GOUV(-2)	-0.561719	-0.714501
	(0.13946)	(0.82665)
	[-4.02789]	[-0.86433]
CYCLE_COM(-1)	0.056066	-0.257011
	(0.03506)	(0.20780)
	[ 1.59934]	[-1.23684]
CYCLE_COM(-2)	-0.000675	-0.061332
	(0.03691)	(0.21877)
	[-0.01829]	[-0.28035]
C	2135458.	-3655514.
	(1.1E+07)	(6.8E+07)
	[ 0.18694]	[-0.05399]
R-squared	0.559068	0.056324
Adj. R-squared	0.507194	-0.054697
Sum sq. resids	1.71E+17	6.02E+18
S.E. equation	70995175	4.21E+08
F-statistic	10.77735	0.507326
Log likelihood	-757.7100	-827.1154
Akaike AIC	39.11333	42.67258

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 106 sur 123

Schwarz SC 39.32661 42.88586

Mean dependent -539683.6 -583193.4

S.D. dependent 1.01E+08 4.10E+08

Determinant resid covariance (dof adj.) 6.28E+32

Determinant resid covariance 4.77E+32

Log likelihood -1577.975

Akaike information criterion 81.43461

Schwarz criterion 81.86116

Annexe2-Tableau 11

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:10

Sample (adjusted): 1972 2010

Included observations: 39 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_INVEST CYCLE_COM

CYCLE_GOUV(-1) 0.754857 0.470540 0.688735

(0.17568) (0.80829) (1.07009)

[ 4.29669] [ 0.58214] [ 0.64362]

CYCLE_GOUV(-2) -0.559023 0.055195 -0.464856

(0.14345) (0.65998) (0.87374)

[-3.89707] [ 0.08363] [-0.53203]

CYCLE_INVEST(-1) 0.085683 0.073374 0.228413

(0.04674) (0.21503) (0.28467)

[ 1.83333] [ 0.34123] [ 0.80237]

CYCLE_INVEST(-2) 0.001291 0.003477 0.269355

(0.04750) (0.21853) (0.28931)

[ 0.02719] [ 0.01591] [ 0.93103]

CYCLE_COM(-1) 0.008363 -0.163647 -0.380223

(0.04312) (0.19838) (0.26263)

[ 0.19397] [-0.82492] [-1.44775]

CYCLE_COM(-2) -0.012610 -0.282476 -0.211076

(0.04237) (0.19495) (0.25810)

[-0.29760] [-1.44893] [-0.81781]

C 885430.6 -6221614. -9237074.

(1.1E+07) (5.2E+07) (6.8E+07)

[ 0.07885] [-0.12043] [-0.13505]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 107 sur 123

R-squared 0.600979	0.087822	0.098293
Adj. R-squared 0.526162	-0.083211	-0.070777
Sum sq. resids 1.55E+17	3.28E+18	5.75E+18
S.E. equation 69615426	3.20E+08	4.24E+08
F-statistic 8.032707	0.513481	0.581372
Log likelihood -755.7624	-815.2859	-826.2282
Akaike AIC 39.11602	42.16851	42.72965
Schwarz SC 39.41461	42.46710	43.02824
Mean dependent -539683.6	-1426090.	-583193.4
S.D. dependent 1.01E+08	3.08E+08	4.10E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)	4.06E+49
Determinant resid covariance	2.24E+49
Log likelihood	-2381.872
Akaike information criterion	123.2242
Schwarz criterion	124.1200

ANNEXE 3. RD CONGO

H. BASE DE DONNES DE L'ETUDE

Annexe3-Tableau 1

Year	Balance	Ménages	Vol. des ech.	Dép. pub.	Invest.	Revenu (PIB)
1970	-134.81	3596.83	1642.98	687.81	727.86	4877.68
1971	-357.91	4184.47	1716.18	739.18	1029.03	5594.77
1972	-279.44	4603.87	1668.66	698.08	1151.20	6173.71
1973	-191.62	5923.26	2307.39	822.68	1315.92	7870.24
1974	-273.45	7102.98	3379.24	1126.94	1640.50	9596.96
1975	-524.95	7747.51	2564.87	1190.42	1824.36	10237.34
1976	-723.26	8050.58	3068.48	925.04	1396.22	9648.58
1977	-1153.53	9667.17	3703.44	1189.87	2640.92	12344.42
1978	484.45	11643.75	3312.20	1410.38	1834.02	15372.61
1979	392.88	11337.77	3419.07	1418.08	1919.69	15068.42
1980	18.22	11738.86	4725.91	1204.61	1433.24	14394.93
1981	-376.27	10341.59	3922.19	1255.90	1316.60	12537.82
1982	-246.14	11470.85	3563.38	1291.24	1135.73	13651.67
1983	-115.86	9267.29	3690.45	828.93	1026.35	11006.71
1984	-8.20	6526.19	4096.26	515.29	824.45	7857.73
1985	135.03	5607.25	3823.83	553.22	899.54	7195.04
1986	55.01	6324.74	3945.88	647.12	1068.50	8095.37
1987	-220.68	6036.74	4201.87	760.42	1085.15	7661.63
1988	-205.85	6659.93	4724.94	1128.65	1278.57	8861.30

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 108 sur 123

1989	58.74	6764.17	4540.56	908.58	1290.37	9021.86
1990	27.98	7399.39	5489.09	1076.24	846.16	9349.76
1991	-340.32	7712.18	4044.60	1209.37	506.73	9087.97
1992	-69.44	5925.45	2806.72	1783.99	566.23	8206.23
1993	237.59	8629.32	2188.36	1652.10	188.78	10707.79
1994	159.12	4947.46	2474.63	253.99	459.81	5820.38
1995	268.40	4568.74	2946.36	277.30	528.99	5643.44
1996	-17.93	3824.06	3481.13	357.88	1607.46	5771.45
1997	228.41	5235.00	2055.66	475.16	152.27	6090.84
1998	-192.70	5776.28	3897.28	503.65	130.57	6217.81
1999	281.82	4002.18	1936.36	281.82	145.45	4711.27
2000	43.48	3790.57	1884.06	323.03	148.71	4305.80
2001	-95.67	4261.19	1845.67	282.10	244.19	4691.82
2002	-272.22	5012.73	2619.17	307.40	496.55	5544.47
2003	-409.00	5028.96	3372.60	356.62	693.55	5670.13
2004	-574.23	5720.03	4526.83	533.12	832.76	6511.68
2005	-585.81	6070.59	5485.33	588.98	1008.34	7103.54
2006	-1168.60	7568.25	6410.35	669.42	1114.07	8543.32
2007	-1073.04	7345.66	6486.38	1033.20	1947.50	9962.60
2008	-1779.39	8560.50	7218.29	1280.29	2783.86	11668.33
2009	-1505.21	6031.53	5321.12	852.02	3217.32	11204.20
2010	-1684.60	0.00	8508.40	0.00	0.00	13144.74

I. RESULTATS DES ESTIMATIONS DES MODELES VAR

Annexe3-Tableau 2

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:27

Sample (adjusted): 1973 2009

Included observations: 37 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_PIB

CYCLE_GOUV(-1) 0.963534 1.783334

(0.20225) (1.05263)

[ 4.76409] [ 1.69418]

CYCLE_GOUV(-2) -0.775678 -3.929693

(0.19887) (1.03503)

[-3.90047] [-3.79671]

CYCLE_PIB(-1) -0.083767 -0.510101

(0.03873) (0.20158)

[-2.16276] [-2.53050]

CYCLE_PIB(-2) 0.066413 0.095915

(0.03127) (0.16274)

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 109 sur 123

[ 2.12396] [ 0.58938]

C -108066.4 27740933

(3.8E+07) (2.0E+08)

[-0.00287] [ 0.14138]

R-squared 0.476851 0.362626

Adj. R-squared 0.411457 0.282954

Sum sq. resids 1.68E+18 4.54E+19

S.E. equation 2.29E+08 1.19E+09

F-statistic 7.292000 4.551501

Log likelihood -762.0260 -823.0590

Akaike AIC 41.46086 44.75995

Schwarz SC 41.67856 44.97764

Mean dependent 7407791. 33282245

S.D. dependent 2.98E+08 1.41E+09

Determinant resid covariance (dof adj.) 4.93E+34

Determinant resid covariance 3.69E+34

Log likelihood -1577.474

Akaike information criterion 85.80939

Schwarz criterion 86.24477

Annexe3-Tableau 3

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:29

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS

CYCLE_GOUV(-1) 0.716774 2.272426

(0.19324) (0.82500)

[ 3.70931] [ 2.75447]

CYCLE_GOUV(-2) -0.710948 -1.862050

(0.21148) (0.90289)

[-3.36175] [-2.06232]

CYCLE_CONS(-1) -0.013720 0.137016

(0.05196) (0.22185)

[-0.26403] [ 0.61760]

CYCLE_CONS(-2) 0.117014 0.347748

(0.04801) (0.20497)

[ 2.43730] [ 1.69657]

C -4326862. -3363496.

(3.9E+07) (1.6E+08)

[-0.11221] [-0.02043]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 110 sur 123

R-squared	0.426571	0.372027
Adj. R-squared	0.357065	0.295909
Sum sq. resids	1.86E+18	3.38E+19
S.E. equation	2.37E+08	1.01E+09
F-statistic	6.137139	4.887503
Log likelihood	-784.0373	-839.1929
Akaike AIC	41.52828	44.43121
Schwarz SC	41.74375	44.64668
Mean dependent	2760128.	24825965
S.D. dependent	2.96E+08	1.21E+09
Determinant resid covariance (dof adj.)		3.94E+34
Determinant resid covariance		2.97E+34
Log likelihood		-1615.977
Akaike information criterion		85.57776
Schwarz criterion		86.00871

Annexe3-Tableau 4

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:30

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

	CYCLE_GOUV	CYCLE_INVEST
CYCLE_GOUV(-1)	0.615840	-0.119872
	(0.16923)	(0.24393)
	[ 3.63904]	[-0.49143]
CYCLE_GOUV(-2)	-0.359779	-0.086340
	(0.17241)	(0.24850)
	[-2.08680]	[-0.34744]
CYCLE_INVEST(-1)	0.033442	0.235716
	(0.12565)	(0.18111)
	[ 0.26615]	[ 1.30153]
CYCLE_INVEST(-2)	0.099776	0.080227
	(0.12770)	(0.18406)
	[ 0.78134]	[ 0.43588]
C	750139.5	16341395
	(4.2E+07)	(6.0E+07)
	[ 0.01804]	[ 0.27261]
R-squared	0.337328	0.083704
Adj. R-squared	0.257005	-0.027363
Sum sq. resids	2.14E+18	4.46E+18
S.E. equation	2.55E+08	3.67E+08

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 111 sur 123

F-statistic 4.199605 0.753638

Log likelihood -786.7856 -800.6784

Akaike AIC 41.67293 42.40412

Schwarz SC 41.88840 42.61960

Mean dependent 2760128. 12092391

S.D. dependent 2.96E+08 3.63E+08

Determinant resid covariance (dof adj.) 8.76E+33

Determinant resid covariance 6.61E+33

Log likelihood -1587.431

Akaike information criterion 84.07530

Schwarz criterion 84.50625

Annexe3-Tableau 5

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:32

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS CYCLE_INVEST

CYCLE_GOUV(-1) 0.737373 2.238958 -0.273908

(0.19761) (0.80850) (0.30945)

[ 3.73145] [ 2.76929] [-0.88514]

CYCLE_GOUV(-2) -0.685134 -1.524494 0.022570

(0.21738) (0.88937) (0.34041)

[-3.15183] [-1.71414] [ 0.06630]

CYCLE_CONS(-1) -0.043546 -0.010679 0.067987

(0.05712) (0.23372) (0.08946)

[-0.76229] [-0.04569] [ 0.76000]

CYCLE_CONS(-2) 0.128778 0.394014 -0.067749

(0.04926) (0.20153) (0.07714)

[ 2.61434] [ 1.95507] [-0.87829]

CYCLE_INVEST(-1) 0.004516 0.552120 0.256819

(0.11808) (0.48310) (0.18491)

[ 0.03825] [ 1.14286] [ 1.38890]

CYCLE_INVEST(-2) 0.168650 0.843269 0.004479

(0.13116) (0.53664) (0.20540)

[ 1.28581] [ 1.57140] [ 0.02181]

C 2215897. 35336053 12420844

(3.9E+07) (1.6E+08) (6.1E+07)

[ 0.05677] [ 0.22127] [ 0.20321]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 112 sur 123

R-squared 0.457043 0.453942 0.113829

Adj. R-squared 0.351954 0.348254 -0.057688

Sum sq. resids 1.76E+18 2.94E+19 4.31E+18

S.E. equation 2.38E+08 9.74E+08 3.73E+08

F-statistic 4.349124 4.295092 0.663659

Log likelihood -782.9998 -836.5372 -800.0432

Akaike AIC 41.57894 44.39670 42.47596

Schwarz SC 41.88060 44.69836 42.77762

Mean dependent 2760128. 24825965 12092391

S.D. dependent 2.96E+08 1.21E+09 3.63E+08

Determinant resid covariance (dof adj.) 5.03E+51

Determinant resid covariance 2.73E+51

Log likelihood -2412.038

Akaike information criterion 128.0546

Schwarz criterion 128.9596

Annexe3-Tableau 6

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:34

Sample (adjusted): 1973 2009

Included observations: 37 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_PIB CYCLE_CONS

CYCLE_GOUV(-1) 0.884130 1.939326 2.192781

(0.23046) (1.16188) (1.02049)

[ 3.83644] [ 1.66912] [ 2.14875]

CYCLE_GOUV(-2) -0.943999 -2.578227 -2.087649

(0.24085) (1.21427) (1.06650)

[-3.91951] [-2.12328] [-1.95747]

CYCLE_PIB(-1) -0.101291 -0.069113 0.090568

(0.08915) (0.44945) (0.39475)

[-1.13624] [-0.15377] [ 0.22943]

CYCLE_PIB(-2) 0.063346 0.100959 0.201302

(0.03166) (0.15961) (0.14018)

[ 2.00096] [ 0.63254] [ 1.43597]

CYCLE_CONS(-1) 0.065954 -0.747628 0.043799

(0.08897) (0.44854) (0.39395)

[ 0.74135] [-1.66682] [ 0.11118]

CYCLE_CONS(-2) 0.013032 0.296209 0.393407

(0.09457) (0.47680) (0.41877)

[ 0.13780] [ 0.62125] [ 0.93942]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 113 sur 123

C -3587656. (3.8E+07) [-0.09470]	52576159 (1.9E+08) [ 0.27528]	10459229 (1.7E+08) [ 0.06235]
R-squared 0.507136	0.436529	0.412764
Adj. R-squared 0.408563	0.323835	0.295317
Sum sq. resids 1.58E+18	4.02E+19	3.10E+19
S.E. equation 2.29E+08	1.16E+09	1.02E+09
F-statistic 5.144781	3.873576	3.514468
Log likelihood -760.9228	-820.7791	-815.9780
Akaike AIC 41.50934	44.74481	44.48530
Schwarz SC 41.81411	45.04958	44.79007
Mean dependent 7407791.	33282245	52858963
S.D. dependent 2.98E+08	1.41E+09	1.21E+09
Determinant resid covariance (dof adj.)	1.00E+52
Determinant resid covariance	5.33E+51
Log likelihood	-2360.951
Akaike information criterion	128.7541
Schwarz criterion	129.6684

Annexe3-Tableau 7

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:36

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_BAL

CYCLE_GOUV(-1) 0.621522 -0.007601

(0.16952) (0.18821)

[ 3.66641] [-0.04038]

CYCLE_GOUV(-2) -0.363016 -0.005473

(0.16819) (0.18674)

[-2.15836] [-0.02931]

CYCLE_BAL(-1) -0.147732 0.111847

(0.15290) (0.16976)

[-0.96621] [ 0.65886]

CYCLE_BAL(-2) -0.041811 -0.256898

(0.16188) (0.17973)

[-0.25828] [-1.42933]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 114 sur 123

C -3015578. -859674.2

(4.1E+07) (4.6E+07)

[-0.07305] [-0.01876]

R-squared 0.342458 0.068552

Adj. R-squared 0.262756 -0.044351

Sum sq. resids 2.13E+18 2.62E+18

S.E. equation 2.54E+08 2.82E+08

F-statistic 4.296723 0.607176

Log likelihood -786.6379 -790.6127

Akaike AIC 41.66515 41.87435

Schwarz SC 41.88063 42.08982

Mean dependent 2760128. -4089443.

S.D. dependent 2.96E+08 2.76E+08

Determinant resid covariance (dof adj.) 5.02E+33

Determinant resid covariance 3.79E+33

Log likelihood -1576.869

Akaike information criterion 83.51944

Schwarz criterion 83.95038

Annexe3-Tableau 8

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:39

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_CONS CYCLE_BAL

CYCLE_GOUV(-1) 0.665520 2.164949 -0.049143

(0.20104) (0.87511) (0.24299)

[ 3.31034] [ 2.47391] [-0.20224]

CYCLE_GOUV(-2) -0.704047 -1.862969 -0.126536

(0.21294) (0.92692) (0.25738)

[-3.30625] [-2.00986] [-0.49163]

CYCLE_CONS(-1) -0.008980 0.142619 0.020865

(0.05245) (0.22830) (0.06339)

[-0.17122] [ 0.62470] [ 0.32915]

CYCLE_CONS(-2) 0.120782 0.357378 0.032307

(0.04851) (0.21114) (0.05863)

[ 2.49003] [ 1.69261] [ 0.55105]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 115 sur 123

CYCLE_BAL(-1)	-0.161206 (0.14406) [-1.11901]	0.042547 (0.62708) [ 0.06785]	0.104080 (0.17412) [ 0.59774]
CYCLE_BAL(-2)	-0.076419	-0.385601	-0.270695
	(0.15299)	(0.66592)	(0.18491)
	[-0.49952]	[-0.57905]	[-1.46394]
C	-4443034.	1013675.	-2210808.
	(3.9E+07)	(1.7E+08)	(4.7E+07)
	[-0.11434]	[ 0.00599]	[-0.04707]
R-squared	0.454281	0.378768	0.083852
Adj. R-squared	0.348658	0.258530	-0.093467
Sum sq. resids	1.77E+18	3.35E+19	2.58E+18
S.E. equation	2.39E+08	1.04E+09	2.88E+08
F-statistic	4.300972	3.150144	0.472887
Log likelihood	-783.0962	-838.9879	-790.2980
Akaike AIC	41.58401	44.52568	41.96305
Schwarz SC	41.88567	44.82734	42.26471
Mean dependent	2760128.	24825965	-4089443.
S.D. dependent	2.96E+08	1.21E+09	2.76E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		3.29E+51
Determinant resid covariance		1.79E+51
Log likelihood		-2403.997
Akaike information criterion		127.6314
Schwarz criterion		128.5364

Annexe3-Tableau 9

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:40

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_INVEST CYCLE_BAL

CYCLE_GOUV(-1) 0.584176 -0.195610 0.010036

(0.17555) (0.25316) (0.17954)

[ 3.32771] [-0.77269] [ 0.05590]

CYCLE_GOUV(-2) -0.348888 -0.059906 0.045478

(0.17418) (0.25118) (0.17813)

[-2.00307] [-0.23850] [ 0.25530]

CYCLE_INVEST(-1) -0.021530 0.188806 0.303424

(0.13389) (0.19308) (0.13693)

[-0.16080] [ 0.97785] [ 2.21584]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 116 sur 123

CYCLE_INVEST(-2) 0.160033 (0.14059) [ 1.13834]	0.092265 (0.20273) [ 0.45510]	-0.288224 (0.14378) [-2.00463]
CYCLE_BAL(-1) -0.213540	-0.162731	0.314595
(0.17184)	(0.24781)	(0.17574)
[-1.24267]	[-0.65669]	[ 1.79008]
CYCLE_BAL(-2) 0.000834	-0.231984	-0.318770
(0.16778)	(0.24195)	(0.17159)
[ 0.00497]	[-0.95881]	[-1.85774]
C 1072117.	18213737	-5095721.
(4.2E+07)	(6.0E+07)	(4.3E+07)
[ 0.02560]	[ 0.30158]	[-0.11897]
R-squared 0.369239	0.126979	0.241842
Adj. R-squared 0.247156	-0.041993	0.095102
Sum sq. resids 2.04E+18	4.25E+18	2.14E+18
S.E. equation 2.57E+08	3.70E+08	2.62E+08
F-statistic 3.024495	0.751478	1.648099
Log likelihood -785.8479	-799.7592	-786.7015
Akaike AIC 41.72884	42.46101	41.77376
Schwarz SC 42.03050	42.76267	42.07543
Mean dependent 2760128.	12092391	-4089443.
S.D. dependent 2.96E+08	3.63E+08	2.76E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)	5.19E+50
Determinant resid covariance	2.82E+50
Log likelihood	-2368.880
Akaike information criterion	125.7831
Schwarz criterion	126.6881

Annexe3-Tableau 10

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:43

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

	CYCLE_GOUV	CYCLE_COM
CYCLE_GOUV(-1)	0.454229	-0.728767
	(0.15680)	(0.50351)
	[ 2.89688]	[-1.44737]
CYCLE_GOUV(-2)	-0.262056	0.092260

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 117 sur 123

(0.15234) (0.48920)

[-1.72016] [ 0.18859]

CYCLE_COM(-1) 0.059954 0.256513

(0.05950) (0.19107)

[ 1.00759] [ 1.34250]

CYCLE_COM(-2) 0.169141 0.087937

(0.06418) (0.20610)

[ 2.63536] [ 0.42668]

C	-2603240.	-21461187
	(3.6E+07)	(1.2E+08)
	[-0.07156]	[-0.18371]
R-squared	0.488402	0.127213
Adj. R-squared	0.426390	0.021420
Sum sq. resids	1.66E+18	1.71E+19
S.E. equation	2.24E+08	7.19E+08
F-statistic	7.875951	1.202476
Log likelihood	-781.8695	-826.2017
Akaike AIC	41.41418	43.74746
Schwarz SC	41.62966	43.96293
Mean dependent	2760128.	-20152369
S.D. dependent	2.96E+08	7.27E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		2.55E+34
Determinant resid covariance		1.92E+34
Log likelihood		-1607.738
Akaike information criterion		85.14413
Schwarz criterion		85.57507

Annexe3-Tableau 11

Vector Autoregression Estimates

Date: 07/15/12 Time: 01:44

Sample (adjusted): 1972 2009

Included observations: 38 after adjustments

Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]

CYCLE_GOUV CYCLE_INVEST CYCLE_COM

CYCLE_GOUV(-1) 0.452886 -0.085232 -0.797007

(0.16383) (0.26637) (0.48758)

[ 2.76433] [-0.31998] [-1.63462]

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 118 sur 123

CYCLE_GOUV(-2) CYCLE_INVEST(-1)	-0.263759 (0.15954) [-1.65320] -0.011889 (0.11871) [-0.10015]	-0.080964 (0.25940) [-0.31212] 0.199863 (0.19300) [ 1.03555]	0.067583 (0.47482) [ 0.14233] -0.257704 (0.35328) [-0.72946]
CYCLE_INVEST(-2)	0.024344	0.097169	0.790200
	(0.11879)	(0.19314)	(0.35354)
	[ 0.20493]	[ 0.50310]	[ 2.23513]
CYCLE_COM(-1)	0.061444	0.073372	0.285186
	(0.06395)	(0.10397)	(0.19032)
	[ 0.96083]	[ 0.70569]	[ 1.49848]
CYCLE_COM(-2)	0.165989	-0.058414	-0.013253
	(0.06786)	(0.11034)	(0.20197)
	[ 2.44591]	[-0.52941]	[-0.06562]
C	-1994431.	15033546	7088.826
	(3.8E+07)	(6.1E+07)	(1.1E+08)
	[-0.05290]	[ 0.24525]	[ 6.3e-05]
R-squared	0.489173	0.101275	0.251454
Adj. R-squared	0.390303	-0.072672	0.106575
Sum sq. resids	1.65E+18	4.37E+18	1.46E+19
S.E. equation	2.31E+08	3.75E+08	6.87E+08
F-statistic	4.947652	0.582218	1.735607
Log likelihood	-781.8409	-800.3105	-823.2840
Akaike AIC	41.51794	42.49003	43.69916
Schwarz SC	41.81960	42.79169	44.00082
Mean dependent	2760128.	12092391	-20152369
S.D. dependent	2.96E+08	3.63E+08	7.27E+08
Determinant resid covariance (dof adj.)		3.43E+51
Determinant resid covariance		1.86E+51
Log likelihood		-2404.799
Akaike information criterion		127.6736
Schwarz criterion		128.5786

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 119 sur 123

BIBLIOGRAPHIE DÉTAILLÉE

OUVRAGES

1. Agenor, P. R. (2000). Economie de l'ajustement et de la croissance. (B. Mondiale, Éd.) Academy Press.

2. Anderson. (2009). Statistique pour l'économie et la gestion. (O. économiques, Éd.) DeBoek (Nouveaux horizons).

3. Carpentier, A. (2004). Cours de series temporelles "théorie et application" (DESS Mathématiques de la Décision) (éd. 2004). (U. P. Dauphine, Éd.)

4. Celentano, A. B., & Siroen, J. M. (2007). Mondialisation et politique fiscale du Brésil. Les Etudes du CERI.

5. Daniel, J., David, J., Fouad, M., & Van Rijckeghem, C. (2006). L'Ajustement budgétaire comme instrument de stabilité et de croissance.FONDS MONETAIRE INTERNATIONAL.

6. Green, W. (2005). Econométrie. Pearson Education.

7. Krugman, P. (2009). Economie internationale (éd. DeBoeck). (N. Horizons, Éd.) Pearson Education.

8. Lahrèche-Revil, A. (1999). L'économie mondiale 2000. Paris: La Découverte, collection Repères.

9. Lardic, S., & Mignon, V. (2002). Econométries des séries temporelles macroéconomiques et financières.Economica.

10. Mankiw, G. (2009). Macroéconomie (éd. DeBoeck). (N. Horizons, Éd., & Naboulsy, Trad.) Ouvertures économiques.

11. Tissot, B., & Carnot, F. (2005). La Prévision economique. Economica.

ARTICLES, RÉVUES ET RAPPORTS

1. BAD/OCDE. (2008). Perspectives économiques en Afrique.

2. Baghli, M., Bouthevillain, C., De Bandt, O., Fraisse, H., Le Bihan, H., & Rousseaux, P. (Juillet 2002). PIB Potentiel et écart de PIB: Quelques évaluations pour la France. Direction Générale des Etudes et des Relations Internationales; Direction des Etudes Economiques et de la Recherche.

3. Celentano, A. B., & Siroen, J. M. (2007). Mondialisation et politique fiscale du Brésil. Les Etudes du CERI.

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 120 sur 123

4. Kalala, F. K., & Mbiye, T. (2007). Politique économique revisitéeen RDC: Pesanteur d'hier et perspectives.

5. Ministère de l'économie et des finances (Royaume du Maroc), Direction d'études et des prévisions financières. (1996). Croissance tendancielle de l'écoomie du maroc. Rabat.

NOTES DE COURS

1. Carpentier, A. (2004). Cours de series temporelles "théorie et application" (DESS Mathématiques de la Décision) (éd. 2004). (U. P. Dauphine, Éd.)

2. Hurlin, C. (2003). Note de cours "Econométrie Appliquée" (Maitrise d'économie appliquée) (éd. 2003).

3. Mfumunzanza, T., & Lusenge, A. (2010). Note de cours "Econométrie" (éd. 2010-2011).

4. Mfumunzanza, T., & Lusenge, A. (2012). Note de cours "Econométrie" (éd. 2011-2012).

WEBOGRAPHIE

1. Wikipédia. (2012). Cycle de Kitchin. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia.org/wiki/Cycle_de_kitchin

2. Wikipédia. (2012). Economie de la RD Congo. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia/wiki/Economie_de_la_RDCongo

3. Wikipédia. (2012). Economie de la République du Congo. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia.com/wiki/Economie_du_Congo

4. Wikipédia. (2012). Politique budgétaire. Récupéré sur Wikipédia: http://fr.wikipedia.org/wiki/Politique_Budgétaire

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 121 sur 123

EPIGRAPHE Erreur I Signet non défini.

REMERCIEMENTS 3

AVANT-PROPOS 4

INTRODUCTION 5

I. PROBLEMATIQUE 5

II. HYPOTHESES 5

III. CHOIX ET INTERET DU SUJET 6

IV. DELIMITATION DU SUJET 6

V. APPROCHE METHODOLOGIQUE 7

VI. ORGANISATION DU TRAVAIL 7

CHAPITRE I: GÉNÉRALITÉSSUR LA POLITIQUE BUDGÉTAIRE 9

I. NOTION GÉNÉRALES SUR LA POLITIQUE BUDGÉTAIRE 9

II. EFFETS DE LA POLITIQUE BUDGETAIRE 9

1. EFFET SUR LA DEMANDE 9

2. EFFET SUR L'OFFRE 10

3. EFFET D'EVICTION 10

III. FINANCEMENT DE LA POLITIQUE BUDGETAIRE 11

IV. ANALYSE THEORIQUE DANS LE CADRE DU MODELE IS-LM 12

V. LA SENSIBILITE DES INVESTISSEMENTS SOUS L'EFFET DELA POLITIQUE BUDGETAIRE 15

VI. DEMARCHES DE STABILISATION 18

1. BRESIL 19

2. REPUBLIQUE DEMOCRATIQUE DU CONGO 21

3. REPUBLIQUE DU CONGO 23

VII. EVALUATION DE LA POSITION BUDGETAIRE 25

CHAPITRE II: APPROCHE ECONOMETRIQUE 34

I. STATIONNARITE 34

1. DEFINITION ET PROPRIETES 34

2. ENJEUX DE LA DIFFERENCIATION TS & DS 35

3. CONSEQUENCES D'UNE MAUVAISE STATIONNARISATION DU PROCESSUS 37

4. TEST DE RACINE UNITAIRE 38

II. FILTRAGE : LES DECOMPOSITIONS EN TENDANCE & CYCLE 39

1. EXPOSE THEORIQUE 39

2. FORMALISATION 41

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 122 sur 123

3. APPLICATION DU FILTRE DE HODRICK-PRESCOTT 42

III. MODELISATION VAR 46

1. PRINCIPE DES VAR 46

2. LES FORMES DU MODELE 46

3. ESTIMATION DES PARAMETRES D'UN MODELE VAR 47

IV. LA COINTEGRATION 48

1. INTRODUCTION 48

2. TEST DE COINTEGRATION. 49

3. MODELE A CORRECTION D'ERREUR. 49

V. SELECTIONS DES DONNEES &COMBINAISON DES METHODES : LASTATIONNARITE ET

LE FILTRAGE HP 50

1. DISCUSSION 50

2. PRESENTATION DES DONNEES SELECTIONNEES 54

CHAPITRE III: MODELISATION DU PROCESSUS D'ANALYSE 56

I. FORMALISATION DU PROCESSUS D'ANALYSE 56

1. SELECTION DES EFFETS ECONOMIQUES 56

2. ESTIMATION VAR DES EFFETS ECONOMIQUES 58

3. CONSTRUCTION DE LA MATRICE D'EVALUATION 60

II. APPLICATION 64

1. CAS DU BRESIL 64

2. CAS DU CONGO 74

3. CAS DE LA RD CONGO 76

CONCLUSIONS ET RECOMMANDATIONS 79

LISTE DES FIGURES 82

LISTE DES TABLES 82

ANNEXES 84

ANNEXE 1. BRESIL 85

ANNEXE 2. CONGO 96

ANNEXE 3. RD CONGO 108

BIBLIOGRAPHIE DÉTAILLÉE 120

UNIVERSITE PEDAGOGIQUE NATIONALE : Analyse économétrique de l'efficacité des politiques budgétaires. Cas du Brésil, du Congo et de la RD Congo (1970-2010) Par N'SUNDI ZALA Hugo

Page 123 sur 123