Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance 6 Les déficits jumeaux au Maroc du mythe aux réalités : quelles implications pour l’économie marocaine Benlamine Mokhtar Economiste et Responsable du Service des Etudes Macroéconomiques Bank Al-Maghrib Résumé Cette étude propose une investigation autour de la véracité et la robustesse de l’hypothèse des déficits jumeaux au Maroc. Celle-ci implique l’existence d’une relation de cause à effet entre le déficit budgétaire et celui du compte courant. Pour ce faire, ce travail présente le cadre analytique et théorique régissant cette hypothèse et recourt à différentes approches analysant la causalité, au sens de Granger et celle simultanée ou encore au sens de Toda et Phillips ou Toda et Yamamoto. Il en ressort l’existence d’une relation de causalité au sens de Granger unilatérale du besoin de financement budgétaire vers le déficit du compte courant. Aussi, l’existence d’une relation de causalité instantanée est-elle rejetée par les tests opérés. De plus, ce travail discute de la portée de la notion de secteur public qui semble être tout aussi déterminante pour la validation ou la réfutation de l’hypothèse des déficits jumeaux. Ainsi, outre l’analyse des corrélations contemporaines et dynamiques, l’analyse en composantes principales permet d’identifier les facteurs clés regroupant la dynamique d’évolution des secteurs institutionnels. Il en ressort notamment que l’évolution du solde de financement des ménages et des sociétés non financières s’avère plus corrélée et plus déterminante pour le déficit du compte courant. En somme, les différents éléments présentés dans ce papier permettent notamment de relativiser l’affirmation des déficits jumeaux et interpellent sur l’efficience et l’efficacité des choix opérés jusque-là en matière de politique économique. Mots clés : Déficits jumeaux ; Maroc ; déficit et besoin de financement budgétaire ; Déficit du compte courant ; Secteur public ; Causalité au sens de Granger ; Causalité instantanée ; VAR ; ACP ; Cointégration ; Corrélation JEL Classifications : F40 ; F41 ; H62 ; H83 ; 134  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Introduction Après une phase de consolidation macroéconomique, l’économie marocaine a subi de plein fouet les effets directs et indirects de la crise économique interna- tionale, ce qui s’est traduit par un creusement et retour assez rapide des déficits budgétaires et courants. L’objet de cet article est de préciser la nature des relations régissant ces déficits, à un moment où les niveaux de la dette intérieure et extérieure limitent conséquemment les marges de manœuvre en matière de politique économ- ique. En effet, alors que la croissance non agricole s’établit, désormais, à des niveaux largement inférieurs à sa moyenne (2003-2007) d’avant crise, il est important de savoir comment est-il possible d’emprunter une trajectoire plus soutenable pour les équilibres macroéconomiques du pays sans nuire pour autant à la croissance. Dans ce sens, cet article présente en premier lieu le cadre analytique de l’hypothèse des déficits jumeaux, dérivé des identités définies par la comptabilité nationale en économie ouverte, puis il s’intéresse à déceler qualitativement quelques faits stylisés permettant entre autres d’évaluer l’importance des relations existantes entre les déficits jumeaux au Maroc et dans un échantillon de pays. Une deuxième section serait consacrée à une revue de la littérature théorique régissant ces deux comptes. Une théorie marquée notamment par des développements assez divergents entre une théorie de cause à effets, dans laquelle le sens de causalité n’est toujours pas consensuelle, et une école classique qui prône plutôt la neutralité de la politique budgétaire sur les données réelles de l’économie. Après une brève revue des prin- cipales pensées en la matière, cet article s’intéresse à évaluer quantitativement la nature des relations existantes pour le cas marocain. Certaines variantes de ces deux comptes seraient utilisées afin d’évaluer la sensibilité des résultats obtenus et de mesurer le poids de certaines externalités -positives ou négatives- conjuguées à des décisions souveraines de politiques économiques. Les approches quantitatives utilisées reposent notamment sur l’étude des corréla- tions, des relations de causalité au sens de Granger, celle instantanée, l’analyse en composantes principales, la cointégration et sur les techniques de modélisation de types VAR. Les données utilisées s’étalent de 1980 à 2014, sous une fréquence an- nuelle, soit un total de 35 observations63. (63). Source des données : Ministère de l’Economie et des Finances, Bank Al-Maghrib et le Fonds Monétaire International. 135  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance 6.1. Cadre analytique des déficits jumeaux  Le cadre conceptuel des déficits jumeaux repose sur les identités du système de la comptabilité nationale. Ce dernier identifie la relation comptable régissant le solde du compte courant et le différentiel entre épargne et investissement ou besoin/ca- pacité de financement de l’économie. Ce dernier peut être, à son tour, désagrégé en soldes « privé » et « public ». 6.1.1. Développements comptables  Les développements sous-jacents à ces identités ont pour sous-bassement les équili- bres comptables dans une économie ouverte. Ainsi, l’équilibre ressources-emplois s’identifie : PIB+M=C+I+X En présence des revenus et transferts en provenance de l’étranger, l’épargne nationale s’écrit : RNDB Revenu National Disponible Brut, à prix courants PIB Produit Intérieur Brut, à prix courants M Importations de biens et services, à prix courants X Exportations de biens et services, à prix courants C Consommation finale nationale, à prix courants I Investissement, à prix courants Ipublic Investissement des institutions publiques, à prix courants Iprivé Investissement des institutions privées, à prix courants X Exportations de biens et services à prix courants Tf Transferts courants nets en provenance de l’étranger, à prix courants Rf Revenus courants nets en provenance de l’étranger, à prix courants CAB Solde du compte courant de la balance des paiements, à prix courants SN Epargne nationale, à prix courants Spublic Epargne des institutions publiques, à prix courants Sprivé Epargne des institutions privées, à prix courants 136  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance 6.1.2. Secteur public : des choix à opérer La théorie des déficits jumeaux repose en partie sur l’enchainement comptable proposé - ou en ajustant l’équilibre ressources-emplois à travers l’ajout des dépenses (G) et des recettes publiques (T) – tout en intégrant une répartition de l’économie totale en ses composantes publique et privée. Cette tâche constitue en soi une difficulté de taille voire même une entrave pour la réussite, la comparabilité et l’exhaustivité des travaux empiriques. En effet, le champ de définition du secteur public s’avère complexe et déterminant. Il incorpore un amas de concepts partant du marchand au non marchand et s’avère sujet à des changements de structure importants, avec des entités entrantes (institutions nouvelles : CST, SEGMA,…) ou sortantes (privatisations, gestion déléguée…). L’ensemble de ces éléments tend à conférer à l’usage du terme « secteur public » un grain de simplicité souvent de trop. Schéma 1 : Secteur public - une délimitation conceptuelle Sources : Système de la comptabilité nationale et schéma auteur Ainsi, le secteur public peut renvoyer aussi bien aux administrations centrales dont l’activité principale est de caractère non marchand ou encore à un groupement de cette première catégorie aux sociétés publiques à vocation marchande. Le choix opéré n’est pas anodin et ses implications en matière de recommandations, de conclusions et de résultats peuvent être très importants. A titre d’exemple, les dépenses d’investissement du « secteur public » au titre de 2013 peuvent varier de 48,2 milliards de dirhams à 126,2 milliards selon que l’on prenne compte ou pas de celles des entreprises publiques. 6.1.3. Revue de la littérature théorique  Sur le plan théorique, fondamentalement, deux thèses opposées essayent d’expliquer la relation existante entre solde budgétaire et celui du compte courant. La première affirme l’absence d’un lien de causalité alors que la deuxième prône l’existence d’une relation de cause à effet. 137  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance De fondement classique, la première thèse repose sur la neutralité de la politique budgétaire en stipulant que celle-ci reste sans effets sur les agrégats réels. Se basant sur l’hypothèse du comportement altruiste des agents économiques et sur « la neutralité et/ou l’inefficacité » de la politique budgétaire, pierre angulaire de l’équivalence Ricardienne, ce courant affirme l’absence d’une relation entre solde budgétaire et celui courant (Barro 1974). L’approche conventionnelle qui affirme, pour sa part, l’existence des déficits jumeaux regroupe les écoles de pensées monétaristes, l’école de Cambridge, les keynésiens et la théorie néoclassique d’horizon fini. L’école de Chicago ou l’approche monétaire de la balance des paiements précise que le déficit extérieur provient d’un excès d’émission monétaire visant à financer le déficit budgétaire qui va servir à l’achat de biens et/ou actifs de l’extérieur. La théorie comportementale, dite « behavioriste », de l’Ecole de Cambridge présentée par Godley et Cripps (1974), stipule, pour sa part, l’existence d’un lien parfait, total et unilatéral du déficit budgétaire à celui extérieur. Selon la théorie Keynésienne (Fleming, 1962 ; Mundell, 1963 ; Kearney et Monadjemi, 1990 et Haug, 1996), la relation de cause à effet du déficit budgétaire au déficit extérieur est expliquée par les canaux des taux d’intérêt et de change. Ainsi, suivant le modèle IS-LM-BP pour une petite économie ouverte, une aggravation du déficit budgétaire devrait générer une hausse des taux d’intérêt, induisant un afflux des capitaux étrangers et par la même une augmentation de l’absorption puis une appréciation de la monnaie ainsi qu’une détérioration du déficit du compte courant, conséquence de l’accroissement des importations et du ralentissement des exportations, qui pâtissent des effets de change. Par ailleurs, la théorie néoclassique d’horizon fini (Diamond, 1965 ; Blanchard, 1985 ; Frenkel et Razin, 1992) stipule qu’une réduction des taxes pour un niveau donné des dépenses publiques, génère une baisse de l’épargne publique parallèlement à un accroissement moins proportionnel de l’épargne privée. Ceci induit un repli de l’épargne nationale et en conséquence soit un ajustement (parfait) de l’investissement (à travers les taux d’intérêts et l’effet d’éviction) soit un creusement des déficits du compte courant. Constituant un prolongement des explications behavioristes et keynésiennes, Bispham (1975) indique aussi un sens opposé et positif de causalité, en arguant qu’une amélioration des exportations, provenant d’une demande mondiale plus importante, serait à l’origine d’une atténuation du déficit courant parallèlement à une progression des recettes fiscales et par la même un allégement du déficit budgétaire. En somme, même les approches validant l’hypothèse des déficits jumeaux ne semblent pas être unanimes sur le sens de causalité, laissant ainsi un grand champ d’investigation aux travaux empiriques qui tendent à présenter bien souvent des résultats divergents, selon les pays étudiés, le choix des périodes, des méthodes et des variables. 138  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance 6.2. Evolutions historiques : des points d’ancrage L’avènement de la crise financière internationale qui s’est développée en crise économique a été à l’origine du renouveau des discussions portant sur les déficits jumeaux, en remettant en avant l’intérêt des différents programmes économiques préconisés pour répondre aux répercussions économiques de cette crise. Dans ce sens, les évolutions les plus récentes sont très informatives, permettant de stresser certains éléments des différentes pensées présentées précédemment. En effet, clarifier l’origine des sources de pressions sur les deux déficits permet entre autres d’adopter des mesures économiques à même d’y répondre d’une manière « efficace », « efficiente » et moins « douloureuse ». Tableau 1 : Solde budgétaire et du compte courant en pourcentage du PIB Solde budgétaire Solde courant 2000- 2007- 2015- 2000- 2007- 2015- 2006 2014 2020 2006 2014 2020 Algeria 7.5 -0.3 -7.0 15.5 7.8 -10.8 Brazil -3.7 -3.1 -3.9 -0.6 -2.1 -3.4 Chile 1.6 1.0 -1.2 0.6 -0.6 -2.1 Czech Republic -4.2 -2.8 -1.2 -3.9 -2.0 0.2 France -2.7 -4.7 -2.3 0.6 -1.1 -0.3 Germany -2.6 -0.9 0.5 2.3 6.4 7.5 Italy -3.2 -3.3 -0.9 -0.6 -1.3 1.7 Russia 4.3 0.1 -1.5 10.9 4.2 5.3 Senegal -2.1 -5.1 -3.7 -7.1 -9.6 -6.9 South Africa -0.9 -3.1 -3.2 -1.4 -4.2 -4.5 Spain 0.1 -6.9 -2.4 -5.5 -3.6 0.6 Switzerland 0.1 0.5 -0.1 11.9 8.5 5.4 Tunisia -2.6 -2.9 -2.7 -2.8 -5.8 -4.3 Turkey -6.2 -2.4 -1.1 -2.7 -6.1 -4.9 United States -3.4 -8.1 -3.7 -4.7 -3.2 -2.5 Sources : FMI et calculs auteur Sur la base des données publiées par le FMI dans la mise à jour d’avril 2015 du « World Economic Outlook », cette section propose une lecture des évolutions des deux déficits avant et après crise. Au regard des diversités spatiales, structurelles, historiques et conjoncturelles, il serait bien prétentieux de présenter des conclusions 139  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance consensuelles. A titre d’exemple, les conséquences de la crise sur les situations budgétaire et courante pour les pays importateurs de pétrole ont été bien différentes de celles ayant régi les économies exportatrices. Ainsi, dans les pays exportateurs de pétrole, la symétrie et le parallélisme entre les évolutions du compte courant et de la situation budgétaire aurait pour origine notamment, un facteur clé, à savoir le cours international de pétrole. En effet, le degré élevé de concentration des économies exportatrices de pétrole constitue une source de pression considérable pour ces pays. Ceci est illustré notamment à travers la faiblesse des prix de pétrole permettant d’équilibrer aussi bien le compte courant que la situation budgétaire. Graphique1 : Equilibres macroéconomiques au Moyen Orient et prix du pétrole entre 2002 et 2014 Sources : FMI et calculs auteur 140  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Graphique 2 : Prix du pétrole au seuil de rentabilité, dollars EU/baril1 Source : FMI, MAJ Mai 2013 du REO Moyen Orient et Asie Centrale Dans ce cas, les déficits jumeaux ont pour origine notamment une certaine concentration de la structure économique autour des produits énergétiques en plus d’un éventuel effet de causalité bidirectionnel entre ces deux composantes. L’amélioration du compte courant qui traduit un afflux important des ressources liées à l’exportation de pétrole se traduit par des rentrées fiscales considérables qui permettent à ces pays de mener un certain train de vie. Avec le repli des prix de pétrole, observée à partir de juin 2014, et tenant compte des projections de prix de la Banque mondiale et du FMI, qui établissent un nouveau palier d’équilibre à moyen terme, ces pays sont amenés à faire face à des défis conséquents en matière de redressement des comptes budgétaire et courant. Toutefois, avec un degré de concentration et des stocks en ressources (devises et richesses naturelles) bien différenciés, les marges de manœuvres de ces pays s’avèrent très disparates. 141  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Graphique 3 : Recettes liées aux privatisations en milliards de dirhams Source : Ministère de l’économie et des finances Pour le cas du Maroc, il reste difficile d’étudier la période s’étalant de 1980 à 2014 sans prendre compte d’un ensemble de changements opérés en relation, entre autres, avec le programme d’ajustement structurel, tels que la refonte du système fiscal marocain, le processus de privatisation, l’ouverture de l’économie marocaine,… En effet, le système fiscal marocain a été marqué notamment par l’introduction de la taxe sur la valeur ajoutée en 1986, l’impôt sur les sociétés en 1988 et l’impôt général sur les revenus –dit aujourd’hui impôt sur le revenu- en 1990. L’impact de ces changements est alimenté aussi par l’importance des dépenses fiscales qui totalisent plus de 34,664 milliards ou 3,9% du PIB en 2014 et 1565 milliards de dirhams ou 3% du PIB en 2004. Ne pouvant s’attarder sur l’ensemble des particularités de la gestion budgétaire, il est procédé à une lecture plutôt générale qui essaie cependant de prendre compte de certaines particularités jugées importantes. (64). Sur un inventaire de 402 mesures fiscales dérogatoires recensées, l’évaluation a porté sur 300 mesures :2014. (65). Sur un inventaire de 337 mesures fiscales dérogatoires recensées, l’évaluation a porté sur 102 mesures :2004. 142  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tableau 2 : Corrélations dynamiques entre le solde budgétaire et celui du compte courant exprimés en milliards de dirhams Source : Calculs auteur L’interrelation entre le solde budgétaire hors privatisation et le solde du compte courant, exprimés en milliards de dirhams ou en pourcentage du PIB, paraît être bien importante. En effet, entre 1980 et 2014, le coefficient de corrélation s’établi à 65,4% entre ces deux agrégats évalués en milliards de dirhams et à 49,3% exprimées en pourcentage du PIB. De plus, le coefficient de corrélation entre le besoin de financement du Trésor et le solde du compte courant ressort à 73,3% en niveau et à 56,5% en ratio du PIB, soit à des niveaux supérieurs. Sachant que l’analyse des soldes budgétaire et courant en milliards de dirhams ne permet pas de relativiser le poids des déficits ou excédents réalisés par rapport à la richesse créée par l’économie, et dans le cadre d’une lecture rétrospective du passée, les ratios au PIB ont été retenus afin de pouvoir comparer les différentes phases ayant marquées l’évolution de ces agrégats. 143  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Graphique 4 : Soldes budgétaire et courant, en milliards de dirhams Sources : HCP, Ministère de l’économie et des finances, Office de changes et calculs auteur En effet, les soldes budgétaire et courant exprimés en milliards de dirhams ont tendance a accentué la dégradation observée durant les cinq dernières années en comparaison avec les évolutions historiques. Toutefois, les ratios au PIB de ces indi- cateurs font ressortir des déficits bien plus importants au cours de cinq premières années de la décennie quatre-vingt. Tableau 3 : Moyennes historiques des équilibres budgétaires et courants, en pourcentage du PIB Moyennes histori- 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 ques, en % du PIB -1984 -1989 -1994 -1999 -2004 -2009 -2014 Besoin de finance- -9.5 -5.6 -2.8 -2.0 -3.4 -1.8 -5.4 ment du Trésor Solde budgétaire -9.5 -5.9 -2.9 -2.8 -5.4 -1.8 -5.8 hors privatisation Solde budgétaire -7.7 -5.0 -2.2 -1.9 -3.9 0.9 -0.9 hors privatisation et compensation Solde du compte -7.7 -1.1 -1.1 -0.8 2.4 -1.2 -7.1 courant Solde des biens et -9.6 -4.8 -5.5 -3.9 -3.6 -8.9 -12.4 services Sources : HCP, Ministère de l’économie et des finances, Office de changes et calculs auteur 144  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Sur les trente-cinq dernières années, le déficit budgétaire a atteint son maximum en 1981, soit 12,1% du PIB, niveau largement supérieur à celui de 7,4% enregistré en 2012 (maximum atteint depuis le début de la crise), alors que celui du compte courant s’élève à 10,1% et 10,4% en 1981 et 1982 respectivement, soit des niveaux proches voire supérieurs à celui de 2012, soit 9,7%. En outre, la situation du compte courant semble se caractérisée notamment par des soldes de biens et services de plus en plus importants alors que la situation budgétaire reste pénalisée durant ces dernières années par le poids de la charge de compensation. Ces éléments incitent à garnir cette analyse par l’utilisation des cours de pétrole ainsi que des subventions unitaires accordées en la matière. Graphique 5 : Soldes budgétaire et courant, en % du PIB Sources : HCP, Ministère de l’économie et des finances, Office de changes et calculs auteur En utilisant le filtre Hodrick-Prescott (HP) sur le besoin de financement du Trésor et sur le solde du compte courant exprimés en pourcentage du PIB, il est constaté une forte corrélation de 81,3% entre les tendances statistiques de ces deux agrégats, qui constituent des approximations – largement utilisées en littérature économique- du « besoin de financement structurel du Trésor » et du « solde structurel du compte courant ». Ceci indique ainsi une certaine synchronisation entre les tendances des deux agrégats. 145  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Graphique 6 : Cycles et Tendances du besoin de financement du Trésor et du solde du compte courant en % du PIB Coefficient de corrélation : 4,9% Coefficient de corrélation : 81,3% Sources : HCP, Ministère de l’économie et des finances, Office de changes et calculs auteur 6.3. Déficits jumeaux : investigation économétrique Dans ce qui suit, une exploration des relations économétriques régissant principale- ment les agrégats du besoin de financement du Trésor et du compte courant est proposée. Pour se faire, il est recouru aux différents tests de causalité, la section suivante propose un bref rappel des différents types de causalités traités en théorie. 6.3.1. Analyse de la causalité L’analyse traditionnelle de la causalité repose sur les travaux de Clive Granger (1969) qui suppose que la cause précède toujours l’effet. Ainsi, en exploitant des tests de nullité de coefficients, la causalité au sens de Granger test si le passé de variables, dites causales, et le passé de la variable ‘réponse’ influencent les valeurs présentes de la variable réponse. Ce test s’effectue à travers les modèles à Vecteurs AutoRégressifs (VAR) utilisés sur des données stationnaires. Il repose notamment sur les tests d’exogénéité des variables explicatives proposés par Wald, qui permettent entre autres de tester si les coefficients des variables explicatifs sont conjointement nuls ou pas. L’analyse de la causalité au sens de Granger suppose la stationnarité des séries étudiées, une hypothèse qui tend à être difficilement vérifiable pour les échantillons à petite taille temporelle et à changements de régime. Les tests de causalité au sens de Granger étant fortement sensibles à la stationnarité des variables étudiées et aux spécifications retenues pour les modèles VAR (Sims), il s’avère difficile de conclure définitivement de la robustesse des résultats obtenus. 146  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance La littérature propose également des tests de causalité instantanée qui reposent, pour leur part, sur l’existence d’une certaine corrélation entre les résidus des différents modèles estimés à travers l’approche VAR. Alors que la causalité au sens de Granger est évaluée unilatéralement, celle instantanée est bilatérale par définition puisqu’elle repose sur l’existence d’une corrélation contemporaine entre les résidus des régressions. Cette causalité stipule que la prise en compte des observations à l’instant ‘t’ des variables causales permettent d’augmenter la précision de la prédiction de la variable réponse à l’instant ‘t’. En particulier et lorsque les variables sont intégrées d’ordre 1 et cointégrées (Engle-Granger 1987, Granger 1988, Johanson 1988) il faut recourir aux modèles à correction d’erreurs (VECM) permettant de tester la causalité au sens de Toda et Phillips (1991) sur les modèles à court et long terme. Celle de court terme étant obtenue à partir des coefficients associés aux variables explicatives différenciées tandis que la causalité de long terme provient des variables utilisées dans le vecteur de cointégration. Cependant, au regard des limites et de la faiblesse des tests de racine unitaire pour les échantillons de petite taille, les tests de cointégartion de Johanson ont tendance à rejeter l’hypothèse d’absence de cointégration (Toda et Yamamoto, 1995) en relation notamment avec une éventuelle sous-paramétrisation des modèles VAR liée elle-même aux pertes de degré de liberté occasionnées par l’ajout des retards. Ainsi, le test de causalité au sens de Granger, Toda et Yamamoto (1995) utilise un test de Wald modifié pour tester la nullité des coefficients des variables visées dans un modèle VAR d’ordre k. La procédure consiste à déterminer dans une première étape l’ordre d’intégration des séries ‘d’ et dans une deuxième étape à réestimer un modèle VAR d’ordre ‘k+d’ et à tester la causalité au sens de Granger, Toda et Yamamoto à travers le test de Wald de nullité des k premiers coefficients. 6.3.1.1. Stationnarité des variables Outre les besoins66 de financement budgétaire et du compte courant, plusieurs variables jugées pertinentes pour l’explication des deux phénomènes sont retenues, tels que le PIB non agricole à prix constants, celui de l’Union européenne, l’indice des prix à la consommation, la privatisation, le prix de pétrole et le rapport entre les dépenses de compensation et le prix de pétrole afin d’approcher le poids de la subvention unitaire. Les tests de stationnarité n’étant pas toujours décisifs, il est retenu dans cette étude principalement deux tests, à savoir le test de Dickey Fuller Augmenté (ADF) et celui de Phillips et Perron (PP). Le tableau ci-après présente les niveaux de significativités (p-value) des tests ADF et PP : (66). Il s’agit aussi bien des besoins (-) que des capacités (+) de financement. 147  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tableau 4 : Stationnarité des variables étudiées En niveau 1ère différence Variable Modèle Conclusion ADF PP ADF PP Solde Constante 0.1980 0.5114 0.0015 0.0006 budgétaire hors Cst et trend 0.0736 0.5279 0.0079 0.0000 I(1) privatisation Sans 0.5348 0.6284 0.0001 0.0000 Solde de Constante 0.7503 0.6826 0.0002 0.0002 financement du Cst et trend 0.6946 0.6149 0.0056 0.0001 I(1) Trésor Sans 0.6561 0.6512 0.0000 0.0000 Constante 1.0000 1.0000 0.0127 0.0127 Non conclu- PIB non agri- Cst et trend 0.9883 0.9903 0.0004 0.0004 ant Recours cole Maroc au test KPSS Sans 1.0000 1.0000 0.8166 0.1149 I(1) Constante 0.0049 0.0199 0.0194 0.0206 I(1) IPC Maroc Cst et trend 0.9310 0.9320 0.0082 0.0111 Seuil 10% Sans 0.9641 0.9997 0.1505 0.0582 Constante 0.8778 0.8778 0.0013 0.0016 PIB de l’Union Cst et trend 0.8036 0.6750 0.0071 0.0092 I(1) Européenne Sans 1.0000 1.0000 0.0108 0.0119 Constante 0.0000 0.0000 - - Recettes des Cst et trend 0.0001 0.0001 - - I(0) privatisations Sans 0.0000 0.0000 - - Constante 0.9345 0.9530 0.0000 0.0000 Prix du pétrole Cst et trend 0.6680 0.7129 0.0000 0.0000 I(1) Sans 0.8557 0.8557 0.0000 0.0000 Charge de com- Constante 0.4648 0.5457 0.0000 0.0000 pensation sur Cst et trend 0.0458 0.0456 0.0000 0.0000 I(1) prix du pétrole Sans 0.5895 0.7490 0.0000 0.0000 Source : Calculs auteur 6.3.1.2. Spécification du modèle et résultats Le modèle retenu suppose quatre variables endogènes en première différence, à sa- voir : • Le solde de financement du Trésor ; • Le solde du compte courant ; • Le PIB non agricole à prix constants ; 148  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance • L’IPC. • Le modèle proposé intègre aussi, en plus d’une constante, les variables ex- ogènes suivantes : • Le PIB de l’Union européenne, en première différence ; • Le prix du pétrole, en première différence ; • Le ratio des dépenses de compensation sur le prix du pétrole, en première différence ; • Les recettes des privatisations, en niveau. En se basant sur les tests de retards optimaux et en recourant aux modèles VAR, plusieurs versions sont testées et seules celles qui répondent aux différents tests de spécification et de robustesse sont retenues. Ainsi, le nombre de retards retenus qui permet de satisfaire aux différents tests est unitaire. De plus, l’existence d’éventuelles relations de cointégration entre le solde de financement du Trésor et celui du compte courant est testée et les résultats obtenus ne semblent pas concluants. Ainsi et en absence de relation de cointégration entre les variables étudiées, il est impossible de distinguer selon la procédure de Toda et Phillips (1991) ou encore celle de Toda et Yamamoto (1995) les causalités de court et long terme. Tableau 5 : Cointégration entre les variables Selected (0.05 level*) number of cointegrating relations by model data trend: none none linear linear quadratic test type No intercept Intercept Intercept Intercept Intercept No trend No trend No trend No trend Trend Trace 0 0 0 0 0 Max-eig 0 0 0 0 0 *critical values based on mackinnon-haug-michelis (1999) Source : Calculs auteur 6.3.1.3. Causalité au sens de Granger Il ressort des éléments d’analyse (modèles en annexe) et en particulier des tests de Causalité au sens de Granger qu’il est possible de rejeter l’hypothèse nulle qui stipule que le solde de financement du Trésor ne cause pas au sens de Granger le solde du compte courant. Ainsi, il est relevé statistiquement que le solde budgétaire cause au sens de Granger le solde du compte courant. En outre, il ressort de ces mêmes résultats que le compte courant est causé aussi par la croissance du PIB non agricole. En parallèle, les tests de causalité au sens de Granger permettent de préciser que le compte courant ne cause pas, pour sa part, le solde de financement du Trésor. Ces différents éléments permettent ainsi de préciser l’existence d’une relation de 149  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance causalité au sens de Granger et unidirectionnelle entre le solde de financement du Trésor et celui du compte courant. Tableau 6 : Test de causalité au sens de Granger VAR Granger Causality/Block Exogeneity Wald Tests Date: 05/03/15 Time: 02:37 Sample: 1980 2014 Included observations: 33 Dependent variable: D(BF_BOP) Excluded Chi-sq Df Prob. D(BF_BUD) 6.904123 1 0.0086 D(IPC) 0.187453 1 0.6650 D(GDPRNA) 8.917729 1 0.0028 All 23.68273 3 0.0000 Dependent variable: D(BF_BUD) Excluded Chi-sq df Prob. D(BF_BOP) 1.769907 1 0.1834 D(IPC) 1.960965 1 0.1614 D(GDPRNA) 2.833722 1 0.0923 All 4.479087 3 0.2142 Source : Calculs auteur Sur la base des tableaux de décomposition des variances, il s’avère que les fluctuations du solde de financement budgétaire sont essentiellement expliquées par les chocs sur cette même variable, ‘soit la gestion même de la politique budgétaire’. Une proportion d’explication qui se réduit au bout de la deuxième année à 85,9% avant de se stabiliser autour de 84,2%. Il ressort aussi du premier tableau que la contribution à la volatilité de la série de la croissance non agricole est limitée à 7,4% et celle du solde du compte courant à 4,4%. 150  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tableau 7 : Décomposition de la variance Variance Decomposition of D(BF_BUD): Period S.E. D(BF_BUD) D(BF_BOP) D(IPC) D(GDPRNA) 1 6623.996 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 7167.429 85.94574 3.060484 3.595009 7.398769 3 7271.083 84.24561 4.419642 3.973122 7.361624 4 7280.388 84.27547 4.411690 3.965322 7.347523 5 7281.752 84.24405 4.417247 3.969946 7.368756 6 7281.972 84.24082 4.420642 3.970051 7.368483 7 7282.008 84.24065 4.420655 3.970133 7.368559 8 7282.014 84.24052 4.420673 3.970127 7.368683 9 7282.015 84.24051 4.420678 3.970130 7.368684 10 7282.015 84.24050 4.420678 3.970135 7.368687 Variance Decomposition of D(BF_BOP): Period S.E. D(BF_BUD) D(BF_BOP) D(IPC) D(GDPRNA) 1 6750.286 5.125322 94.87468 0.000000 0.000000 2 8633.718 16.25323 63.15578 3.926512 16.66448 3 8842.947 16.00345 60.27730 3.999720 19.71953 4 8884.617 15.87901 59.74874 4.504864 19.86739 5 8912.620 15.79226 59.42641 4.735004 20.04632 6 8919.994 15.77262 59.33291 4.796833 20.09764 7 8922.366 15.76501 59.30206 4.825751 20.10719 8 8923.315 15.76170 59.29051 4.835999 20.11179 9 8923.616 15.76078 59.28674 4.839279 20.11320 10 8923.717 15.76046 59.28547 4.840476 20.11360 Variance Decomposition of D(IPC): Period S.E. D(BF_BUD) D(BF_BOP) D(IPC) D(GDPRNA) 1 4.323891 17.85984 6.664164 75.47600 0.000000 2 4.702572 16.43111 6.543370 76.98447 0.041054 3 4.778069 16.08126 6.663507 77.03789 0.217340 4 4.794042 16.03510 6.656573 77.03039 0.277939 5 4.798163 16.01472 6.654058 77.02917 0.302050 6 4.799353 16.00820 6.653838 77.02475 0.313216 7 4.799694 16.00642 6.653512 77.02310 0.316967 8 4.799802 16.00580 6.653403 77.02252 0.318284 9 4.799837 16.00559 6.653370 77.02228 0.318760 151  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance 10 4.799848 16.00553 6.653357 77.02220 0.318920 Variance Decomposition of D(GDPRNA): Period S.E. D(BF_BUD) D(BF_BOP) D(IPC) D(GDPRNA) 1 5224.502 0.292010 5.415512 8.262582 86.02990 2 5723.602 0.975207 4.619657 12.86523 81.53991 3 5959.021 0.941047 4.515944 15.45720 79.08581 4 6040.134 0.936271 4.507645 16.18843 78.36765 5 6065.317 0.944366 4.484907 16.49925 78.07148 6 6074.756 0.942959 4.482495 16.61749 77.95706 7 6077.961 0.943353 4.481734 16.65634 77.91857 8 6079.024 0.943560 4.481257 16.67023 77.90495 9 6079.392 0.943584 4.481162 16.67504 77.90021 10 6079.516 0.943604 4.481129 16.67665 77.89862 Cholesky Ordering: D(BF_BUD) D(BF_BOP) D(IPC) D(GDPRNA) Source : Calculs auteur 6.3.1.4. Décomposition de la variance En parallèle, la décomposition de la variance du solde de financement du compte courant est expliquée essentiellement par les chocs survenant sur son historique ainsi que ceux sur le PIB non agricole et le solde de financement budgétaire. Durant la première année, le déficit du compte courant contribue à hauteur de 94,9% dans l’explication de son évolution. Toutefois, celle-ci baisse d’une manière significative pour revenir à 63,2% durant la deuxième année, au profit du PIB non agricole pour 16,7% et le besoin de financement du Trésor pour 16,3%, et se stabilise graduellement autour de 59,3% à partir de quatrième année. En somme, le solde de financement du Trésor s’avère une source importante d’explication pour son propre compte mais aussi relativement importante pour le solde du compte courant alors que ce dernier ne constitue pas une source importante d’explication pour le besoin de financement du Trésor. 6.3.1.5. Causalité instantanée Sur la base des éléments discutés précédemment, une analyse des coefficients de corrélation entre les résidus des deux premiers vecteurs du modèle VAR estimé précédemment est effectuée. Il en ressort un coefficient de corrélation contemporain de 0,23 mais dont la significativité est rejetée à hauteur de 21%. Ainsi, il est conclu l’absence de causalité 152  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance instantanée entre le besoin de financement du Trésor et le solde du compte courant. Tableau 8 : Causalité instantanée : corrélation des résidus Covariance Analysis: Ordinary Date: 08/08/15 Time: 12:39 Sample (adjusted): 1982 2014 Included observations: 33 after adjustments Balanced sample (listwise missing value deletion) Correlation Probability Cases RESID29 RESID30 RESID29 1.000000 ----- 33 RESID30 0.226392 1.000000 0.2052 ----- 33 33 Source : Calculs auteur 153  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tableau 9 : Corrélations dynamiques des résidus Source : Calculs auteur 6.4. Besoin/capacité de financement du « secteur privé » Sur la base des développements présentés précédemment, il est possible de réécrire : Ainsi, le solde de financement du « secteur privé » n’est autre que la différence entre le solde du compte courant et le besoin de financement du Trésor. Ce secteur englobe notamment les ménages, les sociétés financières, celles non financières ainsi que les collectivités locales ou encore les administrations de sécurité sociale. L’adoption de cette définition bien qu’incorporant plusieurs constituant séparâtes permet de ressortir certaines conclusions dont la portée peut s’avérer intéressante. 154  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Schéma 2 : Secteur privé par secteur institutionnel Secteur privé Administrations Sociétés non Sociétés de sécurité Ménages financières financières sociale Sources : Système de la comptabilité nationale et schéma auteur Graphique 7 : Besoin de financement du secteur privé, % du PIB Source : Calculs auteur Ce graphique indique globalement l’ampleur des effets de la crise sur le « secteur privé », dont le besoin de financement a atteint des proportions importantes et a perduré sur l’ensemble de la période post-crise économique internationale. Ainsi, alors que sur l’ensemble de la période 1980-2007, le besoin de financement du sec- teur ne revêtait qu’un caractère conjoncturel, il est important de signaler un ren- versement de tendance de taille, qui renvoie éventuellement sur une phase de beso- in de financement structurel du secteur. Ces éléments devraient être pris en compte par les décideurs publics afin d’asseoir des politiques de relances parallèlement à une certaine vigueur en matière de gestion budgétaire. Une décomposition en tendance et cycle à travers le filtre HP indique globalement l’ampleur des effets de la crise sur le « secteur privé », dont le besoin de financement a atteint des proportions importantes et a perduré sur l’ensemble de la période post-crise économique internationale. Ainsi, alors que sur l’ensemble de la période 155  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance 1980-2007, le secteur privé dégageait globalement un excédent de financement et que le besoin ou déficit de financement du secteur ne revêtait qu’un caractère conjoncturel, il est important de signaler un renversement de taille de cette tendance, avec une phase de déficit longévité de huit années successives dont six années au niveau du solde structurel. Ceci peut être interprété comme une phase de besoin de financement structurel du secteur privé. Tableau 10 : Besoin de financement du secteur privé, en % du PIB Total Tendance Cycle 1980-1984 1.9 2.4 -0.6 1985-1989 4.5 3.2 1.4 1990-1994 1.7 2.4 -0.7 1995-1999 1.2 2.7 -1.5 2000-2005 6.1 3.7 2.4 2006 4.4 2.2 2.1 2007 -0.9 1.4 -2.3 2008-2014 -2.4 -1.3 -1.1 Source : Calculs auteur 6.5. Vers une redécouverte des déficits jumeaux Dans ce qui suit, il est question d’examiner l’hypothèse des déficits jumeaux à travers l’exploitation des données de la comptabilité nationale établies par secteurs institutionnels. Ce découpage s’intéresse en particulier au regroupement des unités institutionnelles en secteurs institutionnels à objet économique globalement proche. Ainsi, il est distingué le secteur des administrations publiques, celui des ménages (y compris les ISBLM), les sociétés financières et celles non financières. Les données existantes à l’échelle nationale couvrent la période 1998-2013 en fréquence annuelle, ce qui limite considérablement la robustesse des résultats statistiques obtenus. Toutefois, cette approche permet de donner un regard croisé à cette problématique à travers notamment un champ de couverture différent du secteur public et une répartition du « secteur privé » en ménages, sociétés financières et non financières. 156  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Graphique 8 : Besoin/capacité de financement par secteurs institution- nels, en % du PIB Sources : HCP, Ministère de l’économie et des finances et calculs auteur La répartition par secteur institutionnel du besoin de financement de l’économie s’avère très révélatrice. Elle fait ressortir, en effet : • Un déficit structurel au niveau des sociétés non financières, qui atteint un maximum de 11,2% du PIB en 2008 et 8,1% en moyenne depuis contre 2,7% du PIB entre 1998 et 2007 ; • Un effondrement des capacités de financement des ménages depuis 2007 pour s’établir en moyenne à 1,1% du PIB (2007-2013), soit un niveau proche de celui de 0,7% enregistré entre 1998 et 2000, contre 5,7% du PIB sur la période 2001- 2006 ; • Un retour aux déficits de financement au niveau des administrations publiques, soit 3,1% du PIB entre 2011 et 2013 après un excédent de 1,9% entre 2006 et 2010 et un besoin de 1,6% sur la période s’étalant de 1998 et 2005 ; • Un excédent de financement stable de l’ordre de 1,4% du PIB sur la période d’analyse. Concernant en particulier le secteur public, il ressort des éléments discutés jusqu’ici que l’administration centrale enregistre entre 1998 et 2013 un déficit de financement bien plus important que celui des administrations publiques. En effet, le solde de financement de la première atteint 3,3% du PIB contre 0,8% pour les administrations publiques. En absence d’un historique suffisant pour mener des analyses correctes de la Causalité au sens de Granger, il est proposé une lecture des coefficients de corrélation entre les capacités/besoins de financement de chaque secteur et le solde du compte courant. Il en ressort notamment que le coefficient de corrélation entre le solde de financement du compte courant et celui des sociétés non financières atteint 0,84, celui avec les 157  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance ménages 0,76 alors que la corrélation avec les administrations publiques est nulle. Ce résultat interpelle notamment sur les corrélations dynamiques qui corroborent globalement les éléments obtenus. Tableau 10 : Matrice des coefficients de corrélation BOP APU SNF SF MEN BOP 1.000000 APU 0.001110 1.000000 SNF 0.839959 -0.395286 1.000000 SF -0.210735 -0.442759 0.124995 1.000000 MEN 0.755052 -0.403794 0.605761 -0.220025 1.000000 Source : Calculs auteur En effet, le coefficient de corrélation dynamique atteint un maximum de 0,44 entre le solde du compte courant et celui des administrations publiques avec un retard de 4 périodes alors qu’il enregistre des valeurs de 0,84 en instantané avec le solde de financement des sociétés non financières, 0,76 avec celui des ménages en instantané et 0,67 avec celui des sociétés de financement au 6ème retard. Ceci indique une certaine faiblesse dans l’interrelation existante entre la dynamique du solde du compte courant et celle du solde de financement des administrations publiques. Tableau 11 : Corrélations dynamiques entre le solde du compte courant et le solde de financement du secteur institutionnel des APU Source : Calculs auteur 158  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tableau 12 : Corrélations dynamiques entre le solde du compte courant et le solde de financement du secteur institutionnel des SNF Source : Calculs auteur Tableau 13 : Corrélations dynamiques entre le solde du compte courant et le solde de financement du secteur institutionnel des SF Source : Calculs auteur 159  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tableau 14 : Corrélations dynamiques entre le solde du compte courant et le solde de financement du secteur institutionnel des Ménages Source : Calculs auteur Par ailleurs, il est important de signaler que les coefficients de corrélations entre la situation des administrations publiques et celles des ménages (-0,40), des sociétés financières (-0,44) et non financières (-0,395) ressort négative. Tableau 15  : Corrélations dynamiques entre le solde de financement des secteurs institutionnels des APU et des SNF Source : Calculs auteur 160  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tableau 16  : Corrélations dynamiques entre le solde de financement des secteurs institutionnels des APU et des SF Source : Calculs auteur Tableau 17  : Corrélations dynamiques entre le solde de financement des secteurs institutionnels des APU et des Ménages Source : Calculs auteur Ce résultat semble globalement se confirmer à travers les coefficients de corrélations dynamiques qui corroborent l’existence de cette relation négative entre le solde de financement des administrations publiques et celui, notamment, des sociétés non 161  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance financières et des ménages. Relativement aux sociétés financières, le coefficient de corrélation semble changer de signe avec un retard unitaire. Toutefois ces résultats restent limités par une longévité réduite des données traitées. Dans ce qui suit nous essayons d’expliquer la contribution des soldes de financement par secteurs institutionnels à l’inertie globale du solde du compte courant, exprimés en pourcentage du PIB. Ceci devrait être effectué à travers l’utilisation de la méthode ACP qui vise en général à réduire le nombre de dimensions des données, en recherchant celles suivant lesquelles les classes se séparent le mieux. La décomposition en composantes principales laisse envisager deux axes d’analyses permettant d’expliquer 82,2% de l’inertie globale du solde du compte courant. Le premier axe ressort fortement et positivement corrélé avec le solde du compte courant, le solde de financement des ménages et celui des sociétés non financières alors que le deuxième axe est positivement corrélé avec le solde de financement des administrations publiques et négativement corrélé avec celui des sociétés financières. Ainsi, le solde du compte courant semble être plus lié à la situation des ménages et celle des sociétés non financières qu’à celle des administrations publiques. Ne disposant pas d’une longévité suffisante pour traiter aussi bien la stationnarité que la causalité au sens de Granger, cet exercice permet de relativiser les résultats obtenus dans les sections précédentes et indique ainsi le caractère systémique du choix des variables pour pouvoir conclure sur la nature et le sens des relations de causalités au sens de Granger. Tableau 17 : Analyse en composantes principales Eigenvalues: (Sum = 5, Average = 1) Cumulative Cumulative Number Value Difference Proportion Value Proportion 1 2.601630 1.089892 0.5203 2.601630 0.5203 2 1.511738 0.861242 0.3023 4.113368 0.8227 3 0.650496 0.414386 0.1301 4.763864 0.9528 4 0.236110 0.236084 0.0472 4.999974 1.0000 5 2.62E-05 --- 0.0000 5.000000 1.0000 Variable PC 1 PC 2 PC 3 PC 4 PC 5 BOP 0.557179 0.270933 0.343572 0.138991 -0.691944 MEN 0.547420 0.095029 -0.433963 0.597220 0.382499 APU -0.268178 0.625479 0.552150 0.313085 0.366011 SNF 0.563061 -0.101415 0.371955 -0.543068 0.489289 SF -0.030435 -0.718370 0.500414 0.480692 0.039240 Source : Calculs auteur 162  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Schéma 3 : Résultats ACP Source : Calculs auteur 163  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Conclusion L’objet de cet article a été de vérifier l’hypothèse des déficits jumeaux au Maroc à travers une exploration des données statistiques s’étalant de 1980 à 2014. Ce travail a permis de préciser l’existence d’une relation de cause à effet unilatérale et retardée au sens de Granger du besoin de financement du Trésor au solde du compte courant. Il a permis aussi de ‘rejeter’ l’existence d’une causalité instantanée entre ces deux déficits. Aussi l’analyse de la cointégration ne semble-t–elle pas concluante ce qui exclut l’analyse de la causalité au sens de Toda et Phillps ou encore celle au sens de Toda et Yamamoto. Toutefois, cette première conclusion a été légèrement relativisée dans la dernière section du papier qui démontre que les résultats obtenus restent largement tributaire de la définition même du « secteur public », du choix des données et que les évolutions constatées au sein du « secteur privé » peuvent contenir des tendances bien disparates. En effet, il est observé notamment un déficit de financement persistant au niveau des sociétés non financières, qui atteint un maximum de 11,2% du PIB en 2008 et 8,1% en moyenne depuis le début de la crise économique internationale contre 2,7% du PIB entre 1998 et 2007. En outre, la capacité de financement des ménages est revenue de 5,7% du PIB entre 2001 et 2006 à seulement 1,1% du PIB entre 2007 et 2013. En parallèle, il a été observé une certaine corrélation négative entre le solde de financement des administrations publiques et celui des autres secteurs institutionnels, ce qui interpelle sur la nature des relations économiques régissant notamment l’investissement public avec celui des sociétés non financières et l’épargne des ménages. Ainsi, au-delà des limites purement statistiques liées en partie à la longévité de l’échantillon traité, l’existence ou pas des déficits jumeaux au Maroc nécessite davantage d’investigation à travers des traitements plus détaillés par composante des deux soldes mais aussi une lecture plus rétrospective qui s’intéresserait à une longévité plus importante des données. Ceci s’avère d’une grande importance pour les décideurs politiques. En effet, l’une des conclusions à tirer de ce travail consiste à l’intérêt de repenser la nature de la relation régissant ces deux agrégats et à relativiser l’ampleur des pressions émanant de la politique budgétaire sur le compte courant afin de pouvoir asseoir des politiques de relance à même de garantir aussi bien la viabilité des équilibres macroéconomiques qu’une pérennisation de la croissance économique. Cette dernière, et plus particulièrement sa composante non agricole, a enregistré durant les dernières années un net essoufflement de son dynamisme dont la croissance est revenue de 4,4% en moyenne entre 2003 et 2012 à 1,9% entre 2013 et 2014, avec notamment des secteurs économiques stratégiques laissés à l’abandon. Enfin, il est important de prendre compte des canaux directs et indirects régissant la relation entre ‘secteur public’ dans ses différentes dimensions et les autres secteurs économiques. 164  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Bibliographie • DIARRA M. (2014). «L’hypothèse des déficits jumeaux : une évaluation empirique appliquée aux pays de l’UEMOA», Revue Economique et Monétaire, N°15 ; • Mossadak A., (2013), «Twin deficits in Morocco: An empirical investigation», International Jounrnal of Business and Social Research; • Artatrana R. (2011). «Twin Deficits or Distant Cousins? 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D(BF_BUD) 0.000625 1 0.9800 D(BF_BOP) 1.237121 1 0.2660 D(IPC) 0.580937 1 0.4459 All 2.157779 3 0.5403 166  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Vector Autoregression Estimates Date: 05/03/15 Time: 02:11 Sample (adjusted): 1982 2014 Included observations: 33 after adjustments Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] D(BF_BUD) D(BF_BOP) D(IPC) D(GDPRNA) D(BF_BUD(-1)) -0.129487 -0.455203 -4.30E-05 0.003353 (0.17000) (0.17324) (0.00011) (0.13408) [-0.76169] [-2.62757] [-0.38755] [ 0.02501] D(BF_BOP(-1)) 0.205032 -0.135827 1.12E-05 -0.135200 (0.15412) (0.15705) (0.00010) (0.12155) [ 1.33038] [-0.86484] [ 0.11174] [-1.11226] D(IPC(-1)) 522.6125 164.6618 0.446526 -224.3543 (373.203) (380.318) (0.24361) (294.354) [ 1.40034] [ 0.43296] [ 1.83294] [-0.76219] D(GDPRNA(-1)) 0.402322 -0.727318 -1.97E-05 0.370875 (0.23900) (0.24355) (0.00016) (0.18850) [ 1.68337] [-2.98626] [-0.12604] [ 1.96747] C -15774.71 739.9033 4.812115 6928.820 (6817.55) (6947.53) (4.45024) (5377.16) [-2.31384] [ 0.10650] [ 1.08132] [ 1.28856] D(GDPUE) 2566.371 1689.720 0.102059 847.5838 (849.668) (865.868) (0.55463) (670.153) [ 3.02044] [ 1.95148] [ 0.18401] [ 1.26476] D(PETROLE) -310.5176 -355.3630 0.016114 80.15683 (172.303) (175.588) (0.11247) (135.899) [-1.80216] [-2.02385] [ 0.14327] [ 0.58982] D(COMP/PE- 3.498816 -73.28980 0.008358 30.06751 TROLE) (21.7320) (22.1463) (0.01419) (17.1406) [ 0.16100] [-3.30934] [ 0.58921] [ 1.75417] PRIVAT -0.448178 0.969911 -0.000357 0.290134 (0.28355) (0.28896) (0.00019) (0.22365) [-1.58057] [ 3.35655] [-1.92638] [ 1.29729] R-squared 0.517917 0.731265 0.338561 0.606067 Adj. R-squared 0.357223 0.641686 0.118082 0.474757 167  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Sum sq. resids 1.05E+09 1.09E+09 448.7049 6.55E+08 S.E. equation 6623.996 6750.286 4.323891 5224.502 F-statistic 3.222995 8.163400 1.535567 4.615516 Log likelihood -331.9195 -332.5427 -89.88762 -324.0873 Akaike AIC 20.66179 20.69956 5.993189 20.18711 Schwarz SC 21.06992 21.10770 6.401328 20.59525 Mean depend- -1075.227 -1313.370 7.815723 13559.79 ent S.D. dependent 8262.087 11276.92 4.604268 7208.827 Determinant resid covariance (dof adj.) 6.29E+23 6.29E+23 Determinant resid covariance 1.76E+23 1.76E+23 Log likelihood -1070.444 -1070.444 Akaike information criterion 67.05720 67.05720 Schwarz criterion 68.68975 68.68975 168  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance Tests de spécification et de validation VAR Residual Serial Correlation LM Tests Null Hypothesis: no serial correlation at lag order h Date: 05/03/15 Time: 02:19 Sample: 1980 2014 Included observations: 33 Lags LM-Stat Prob 1 15.48952 0.4891 2 12.03036 0.7419 3 11.77034 0.7596 4 21.35517 0.1653 5 15.03066 0.5224 6 12.96387 0.6754 7 14.23589 0.5811 8 11.24539 0.7941 Probs from chi-square with 16 df. Date: 05/03/15 Time: 02:26 Sample: 1980 2014 Included observations: 33 Series: BF_BOP BF_BUD Lagsinterval: 1 to 1 Selected (0.05 level*) Number of Cointegrating Relations by Model Data Trend: None None Linear Linear Quadratic Test Type No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept No Trend No Trend No Trend Trend Trend Trace 0 0 0 0 0 Max-Eig 0 0 0 0 0 *Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999) 169  Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance VAR Residual Portmanteau Tests for Autocorrelations Null Hypothesis: no residual autocorrelations up to lag h Date: 05/03/15 Time: 02:31 Sample: 1980 2014 Included observations: 33 Lags Q-Stat Prob. Adj Q-Stat Prob. df 1 8.097822 NA* 8.350879 NA* NA* 2 19.48654 0.8825 20.47435 0.8466 28 3 31.30834 0.9247 33.47834 0.8756 44 4 49.49308 0.8314 54.17131 0.6876 60 5 59.87715 0.9129 66.40968 0.7759 76 6 69.96380 0.9578 78.73780 0.8363 92 7 80.59292 0.9775 92.22861 0.8609 108 8 89.23394 0.9921 103.6348 0.9080 124 9 101.7200 0.9937 120.8031 0.8778 140 10 113.9728 0.9953 138.3832 0.8412 156 11 127.3288 0.9956 158.4172 0.7631 172 12 143.7418 0.9930 184.2090 0.5645 188 *The test is valid only for lags larger than the VAR lag order. df is degrees of freedom for (approximate) chi-square distribution *df and Prob. may not be valid for models with exogenous variables 170 Orientation de la politique budgétaire et cycle de croissance 171