CYCLE DU CREDIT ET CYCLE DES
AFFAIRES DANS LES PAYS DE LA
CEMAC
Pamphile MEZUI-MBENG
Docteur
Département d’Economie - Université Omar Bongo (Gabon)
Université de Lorraine
CEREFIGE
Cahier de Recherche n°2012-02
CEREFIGE
Université Nancy 2
13 rue Maréchal Ney
54000 Nancy
France
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n° ISSN 1960-2782
2
CYCLE DU CREDIT ET CYCLE DES AFFAIRES
DANS LES PAYS DE LA CEMAC
Pamphile MEZUI-MBENG
Département d’Economie - Université Omar Bongo (Gabon)
Tel : 00 241 07 44 03 73
Email : [email protected]
3
CYCLE DU CREDIT ET CYCLE DES AFFAIRES
DANS LES PAYS DE LA CEMAC
Résumé
Cet article analyse les interactions potentielles entre les fluctuations
cycliques du crédit et celles de l’activité des pays de la CEMAC. Les
cycles sont estimés à l’aide d’un filtre passe-bande, puis caractérisés,
sur la période 1960-2008, selon l’algorithme de Bry et Boshan.
L’analyse des co-mouvements et de la concordance établit la
procyclicité du crédit dans les pays de la CEMAC. Les tests
économétriques de la cointégration et de la causalité précisent la
nature des interactions entre les cycles au sein des pays. En effet, au
Tchad le cycle du crédit cause celui de l’activité. Au Gabon et au
Congo, un effet feedback est observé. Enfin, au Cameroun et en RCA,
la causalité semble moins évidente. Finalement, les résultats révèlent
des spécificités sur le comportement des banques vis-à-vis du
financement de l’activité au sein de la CEMAC.
Mots Clés : cycle du crédit, cycle des affaires, filtre passe-bande, co-
mouvements, indice de concordance.
Classification JEL : E30 ; E32 ; E44 ; E47 ; F47
Abstract
This article analyzes potential interactions between the cyclic
fluctuations in credit and activity within CEMAC countries. Cycles
are extracted using a pass-band filter, then characterized over the
period 1960-2008 according to the Bry and Boshan algorithm. Co-
movements and concordance analysis establish the procyclical
character of credit in CEMAC countries. Cointegration and causality
tests specify nature of interactions between the cycles in different
countries. Indeed, in Chad credit cycle causes activity cycle; in Gabon
and Congo, a feedback effect is observed; in Cameroon and CAR
causality seems less obvious. Finally, results reveal specificities in
banks behavior towards financing of activity in the CEMAC area.
Keywords : credit cycle, business cycle, pass-band filter, co-
movements, concordance index.
JEL Classification JEL : E30 ; E32 ; E44 ; E47 ; F47
4
INTRODUCTION
Les crises financières internationales récentes relancent le débat ancien sur
l’interaction entre les variables du système financier et celles de l’activité réelle (Wicksell,
1907 ; Hawtrey, 1919). En effet, les fluctuations économiques peuvent être amplifiées
pendant les périodes de crise financière comme tendent à le prouver de nombreuses
contributions théoriques et empiriques consacrées, depuis les années 1980, au rôle des crédits
bancaires dans la forme et l'amplification des fluctuations cycliques de l'activité économique
(Bernanke et alii, 1996 ; Aghion et alii, 2000 ; Campbell, 2003 ; Cochrane, 2006 ; Reinhart et
Rogoff, 2009 ; Gilchrist et Zakrajsek, 2009 ; Gertler et Kyotaki, 2010 ; Claessens et alii,
2010 ).
Selon la théorie du cycle du crédit, une contraction des variations de l’offre de crédit
entraîne celle de l’activité économique (Minsky, 1964 ; Eichengreen, 2001). Deux
mécanismes de transmission des mouvements cycliques du crédit sur l’activité peuvent être
mis en exergue à cet égard : le canal strict du crédit et le canal large du crédit.
Le canal strict du crédit renvoie aux mécanismes macrofinanciers associés au cycle du
crédit. Il établit une forte corrélation entre l’accès au financement des emprunteurs et les
chocs monétaires. En particulier, une politique monétaire stricte entraine une réduction de
l’offre du crédit et influence les décisions de dépenses des agents en dehors du canal du taux
d’intérêt (Rosa, 1951 ; Bernanke et Blinder, 1988 ; Kashyap et Stein, 1994 ; Mishkin, 1996).
L’importance du canal strict du crédit est cependant relativisée par certains auteurs.
Par exemple, dans le cas des Etats-Unis, Ramey (1993), Oliner et Rudebush (1995) établissent
l’effet marginal du canal strict du crédit par rapport au canal monétaire, dans la transmission
des chocs monétaires sur la production.
Le deuxième mécanisme intervenant dans la transmission du cycle du crédit sur
l’activité, le canal large du crédit ou accélérateur financier, met en exergue l’impact des
imperfections financières sur les marchés des capitaux. A cet égard, l’existence d’asymétries
informationnelles entre prêteurs et demandeurs de capitaux influence la propagation des chocs
monétaires en favorisant une hausse du coût du financement et une baisse du niveau de
production (Bernanke et Gertler, 1989 ; Gertler et Gilchrist (1994) ; Rosenwald, 1995 ;
Bernanke et alii, 1999 ; Chatelain et Teurlai, 2000 ; Vermeulen, 2000).
Enfin, selon Clerc et alii (2001), la présence d’imperfections sur le marché du crédit
peut pousser les banques à surestimer la solvabilité des emprunteurs durant la phase
d’expansion du cycle d’activité et à augmenter leurs crédits, contribuant ainsi à amplifier le
cycle.
Cependant, au plan empirique, en particulier, tous les travaux n'apportent pas la preuve
de l'existence d'un lien entre l’évolution de la demande du crédit et celle de l’activité
économique. En effet, en cas de ralentissement de la croissance économique ou même de
baisse de l’activité, une hausse de la demande de crédit peut être observée (Friedman et
Kuttner, 1993 ; Gertler et Gilchrist, 1994 ; Geanokoplos, 2010).
En définitive, si la littérature admet couramment l’existence d’une interaction entre le
cycle des variables financières et celui des indicateurs macroéconomiques, il semble que
l'importance de celle-ci dépend du canal de transmission par lequel elle transite, de la
structure de consommation et de l’évolution des marchés financiers des pays concernés.
Dans le cas des pays de la Communauté Economique et Monétaire de l'Afrique
Centrale (CEMAC), le canal du crédit occupe une place importante dans la transmission de la
politique monétaire à la sphère réelle, compte tenu du faible développement des marchés
5
financiers (Saab et Vacher, 2007 ; Mezui-Mbeng, 2010)1. Par ailleurs, la zone CEMAC est
caractérisée par une croissance économique relativement faible au cours de ces dernières
années (FMI, 2006 ; CEEAC, 2007 ; Ngwa et alii, 2007). Il semble donc intéressant d'étudier
les liens entre les fluctuations cycliques du crédit et celles de l'activité économique au sein de
la zone, pour au moins deux raisons :
1°) les pays de la CEMAC constituent des économies fortement ouvertes sur
l'extérieur du point de vue des flux commerciaux et financiers (FMI, 2006 ; CEEAC, 2007 ;
Eboue, 2009). De ce fait, elles ne sont pas à l'abri des conséquences des crises financières
internationales. En ce sens, la vérification empirique des relations entre les cycles des affaires
et du crédit dans cette zone est opportune dans la mesure où elle contribue à comprendre les
interactions entre ces variables2 ;
2°) l’analyse des liens entre les cycles d'activité et du crédit en zone CEMAC constitue
un approfondissement de l'analyse des effets de la politique monétaire dans cette zone. Cette
question revêt une importance particulière pour la compréhension du rôle et de l'incidence du
comportement des banques dans le financement des économies, d'une part, le renforcement de
l’intégration économique et financière de la sous-région, d'autre part (Saab et Vacher, 2007).
Pour étudier les liens entre les cycles des affaires et du crédit dans les pays de la
CEMAC, on procèdera tout d'abord à l'identification de ces cycles des affaires et du crédit de
ces pays (partie 1). On analysera ensuite les interactions entre les composantes cycliques de
ces deux variables (partie 2).
1. L'identification des cycles des affaires et du crédit des pays de la CEMAC
La littérature définit le cycle d’une variable économique comme l’ensemble des
mouvements appartenant aux intervalles temporels ou aux fréquences temporelles de
reproduction de ses composantes3. La composante cyclique correspond alors au cycle
économique. Elle est déterminée après élimination des mouvements de long terme imputables
aux facteurs économiques structurels, et ceux de court terme correspondant aux chocs
aléatoires, aux effets saisonniers, etc.
1Les travaux de Saab et Vacher (2007) et d’Eboue (2009) décrivent les caractéristiques des pays de la CEMAC
ainsi que celles du système bancaire de la CEMAC. Concernant le système bancaire, on retient principalement
que la part des établissements de crédit dans le total des actifs détenus par l’ensemble des institutions financières
dépasse 80%. Ainsi, les banques fournissent l’essentiel du crédit à l’économie et canalisent en grande partie
l’épargne publique. Les marchés financiers de Libreville et Douala sont embryonnaires. Les marchés
interbancaire, monétaire et de capitaux sont défaillants. Par ailleurs, le système bancaire est très marquée par la
présence de banques étrangères (63% du total des actifs, soit 10.9% du PIB de la CEMAC). Les ratios
crédit/dépôt et dépôt/PIB sont faibles. On relève une situation de liquidité excédentaire, sauf au Congo et au
Tchad où elle est faible. La tarification des produits bancaires et les indices de profitabilité des banques font
apparaître des disparités entre pays. Enfin, le niveau des marges bancaires traduit un risque de crédit et un risque
opérationnel élevé. 2A notre connaissance, l’étude des interactions entre les fluctuations cycliques du crédit et de l’activité, dans le
cadre des pays de la CEMAC, n’a pas encore été abordée par la littérature. 3 Quijada (2005) présente plusieurs définitions du cycle. Nous retenons la précédente, compte tenu du choix de la
méthode d’estimation dans le domaine des fréquences, justifiée par la qualité des données des pays en
développement, très exposées aux crises internationales (Agenor et alii (2000).
6
A l’instar de Corbae et Ouliaris (2006), on utilise la méthode du filtre passe-bande de
Christiano et Fitzgerald (2003) pour extraire les cycles des affaires et du crédit des pays de la
CEMAC. Le choix de cette méthode est fondé sur trois principales raisons : d’abord, elle
donne à l’utilisateur la possibilité de choisir la longueur des fréquences du cycle en fonction
des données traitées ; ensuite, elle facilite l’identification des éléments cycliques en
supprimant convenablement la volatilité de très court terme des séries chronologiques.
Enfin, le filtre de Christiano et Fitzgerald propose un cycle dont les propriétés de
convergence sont à bien des égards meilleures que celles des méthodes TS et stochastiques
(Quijada, 2005 ; Corbae et Ouliaris, 2006 )4.
Pour la datation des cycles, deux principales méthodes sont couramment utilisées : la
méthode non paramétrique de Bry et Boshan (1971) et les modèles markoviens à changement
de régime. Dans le cadre de la présente étude, on retient, à la suite d’Aikman et alii (2010),
Pagan et Harding (2005) ou d’Avouyi-Dovi et alii (2006), la première méthode. En effet, les
modèles markoviens à changement de régime se heurtent au problème de la robustesse des
estimations liées au degré de fiabilité et de qualité des échantillons de données des pays en
développement (Agenor et alii, 2002 ; Artis et alii, 2004 ; Darvas et Szapary, 2005 ;
Orphanides et Van Norden, 2002). Par ailleurs, ils présentent des imperfections concernant la
règle d’identification des points de retournement des cycles (Pagan, 2004).
On procède à une présentation brève de la méthodologie et à son application aux pays
de la CEMAC.
1.1 Méthodologie
Le filtre de la bande passante de Christiano et Fitzgerald (2003) est une extension du
filtre originel de Baxter et King (1999). Ce dernier décompose un processus Yt en somme
pondérée de fonctions sinusoïdales e i tω , où w est une fréquence dont le poids se déduit de la
transformée de Fourier de l'autocorrélogramme du processus. Celle-ci correspond à la valeur
de la densité spectrale de Yt pour la fréquence w.
La méthode repose sur le choix a priori des fréquences définissant le cycle. Selon
Baxter et King, le cycle d’une série temporelle admet généralement une période comprise
entre 6 et 32 trimestres. La tendance, qui traduit les évolutions de long terme ou de basse
fréquence, admet une période supérieure à 32 trimestres. L'irrégulier, qui correspond aux
évolutions de très court terme ou de haute fréquence, admet une période inférieure à 6
trimestres. L’extraction du cycle consiste donc à appliquer au processus Yt le filtre passe-
bande qui conserve ces fréquences et annule les autres. Ainsi, le cycIe est obtenu comme la
différence de deux filtres passe-bas. Le filtre passe-bas idéal, associé à la fréquence w0, doit
avoir une fonction de transfert de la forme:
4 Les méthodes « Trend stationnary » (Filtres HP et moyennes mobiles) sont généralement critiquées parce qu’ils
peuvent affecter les propriétés stochastiques des données. Les méthodes stochastiques (Beveridge et Nelson et
les modèles à composantes inobservables (filtre de Kalman)) ne permettent pas toujours la distinction entre cycle
et tendance, et se heurent souvent à la stabilité des estimations dans le cas des pays en dévoloppement (Canova,
1998 ; Agenor et alii, 2000). A cet égard, pour les économies de la CEMAC fortement exposées aux crises
internationales, l’extraction du cycle dans le domaine fréquentiel par le filtre de Christiano et Fitzgerald est
adaptée d’autant plus que l’utilisateur à la possibilité de choisir la longueur de l’intervalle.
7
sinon 0,
si ,1)(
0ieA (1)
La transformation en série de Fourier de )( ieA s’écrit :
+
=k
ikω
k
iω ea=)A(e (2)
où dωe=a iω
k2π
1 ;
π
ω=a 0
0 ; πh
h)(ω=ah
0sin et ;- .
La série *
tY issue du filtre passe-bas est fournie par la moyenne mobile infinie
+
ktkt Ya=Y * (3)
En pratique, l’intervalle des fréquences temporelles est spécifié par l’utilisateur en fonction de
son intuition sur la périodicité du cycle étudié.
L’apport de Christiano et Fitzgerald (2003) a consisté à proposer un filtre passe-bande
spécifique aux séries non stationnaires en niveau et aux fréquences courtes, dont les propriétés
statistiques de convergence sont supérieures à celle du filtre de Baxter et King.
Concernant la datation et la caractérisation des cycles, l’algorithme de Bry et Boshan,
qui est utilisé par le National Bureau of Economic Research, permet l’identification des points
de retournement (pics et creux) d’un cycle selon la tradition de Burns et Mitchell (1946). Il se
résume en trois principales étapes :
1- la détermination des points de retournement candidats d’une série annuelle Yt
retient la règle suivante :
- Yt admet un pic en t si : 11 +tttt Y>Y;Y>Y
- Yt admet un creux en t si : 11 +tttt Y<Y;Y<Y .
2- la disqualification des points de retournement situés à plus ou moins six mois du
début ou de la fin de la série.
3- la vérification d’une règle d’alternance parfaite entre les pics et les creux de sorte
qu’en présence d’un double creux, la plus petite valeur est choisie. En présence d’un double
pic, la valeur la plus élevée est retenue.
Une fois datée, la composante cyclique peut être caractérisée à partir du calcul des
principaux indicateurs suivants :
- La profondeur correspond à l’amplitude de la récession ou de l’expansion, et elle est
définie par :
Profondeur = px
c
p
x
x
(4)
où xp est la valeur des séries au pic et xc est la valeur au creux de la composante
cyclique.
- La sévérité résume l’information contenue dans la durée et la profondeur. Par
ailleurs, elle mesure la perte (respectivement le gain) réalisée par une variable au cours d’une
phase de contraction (respectivement une phase d’expansion). Elle se calcule d’après la
formule :
Sévérité = Profondeur × Durée × 0.5 (5)
8
1.2 Application aux pays de la CEMAC
L’application des méthodes précédentes est effectuée sur les variables Produit
Intérieur Brut (PIB) et crédit domestique de cinq pays de la CEMAC, à savoir le Gabon, le
Cameroun, le Congo, le Tchad et la République centrafricaine (RCA)5. Les données
proviennent de la base World Development Indicators (2010) de la Banque mondiale. Toutes
les séries ont été préalablement transformées en logarithme.
A la suite d’Agenor et alii (2000), les changements réguliers des principaux
indicateurs macroéconomiques des pays en développement et leur exposition fréquente aux
crises économiques conduisent à retenir les valeurs 2 ans et 8 ans comme bornes de
l’intervalle de reproduction des composantes cycliques du crédit et de l’activité des pays de la
CEMAC. Ces valeurs sont couramment utilisées dans la littérature pour estimer le cycle des
affaires (Haug et Dewald, 2004). Elles correspondent à l’intervalle des fréquences
temporelles 27
4
27
; du filtre de Christiano et Fitzgerald. Dès lors, les fréquences inférieures à
27
correspondent au long terme, et celles supérieures à
27
4 au court terme.
La représentation graphique conjointe des cycles du crédit et du PIB extraits à l’aide
du filtre passe-bande (annexe 1) fait globalement apparaître que les cycles du crédit et du PIB
présentent deux grandes périodes : celle qui va de 1960 à 1988 et celle allant de 1988 à 2008.
Pour tous les pays, la première période se caractérise par des fluctuations d’ampleurs
sensiblement identiques. En revanche, la dernière révèle des fluctuations d’ampleurs plus
importantes correspondant aux effets de la libéralisation financière intervenue dans les années
80.
L’annexe 6 présente une chronique des phases de récession et des phases d’expansion
des cycles d’affaires et du crédit obtenue à l’aide de l’algorithme de Bry et Boshan. De même,
concernant les points de retournement des cycles de chaque série, un pic (respectivement un
creux) correspond à la fin d’une période d’expansion (respectivement à la fin d’une période
de récession). Les principaux enseignements suivants peuvent être tirés de ces tableaux :
1°) en moyenne, le crédit a connu neuf cycles dans les pays de la CEMAC sur la
période 1960-2008. La durée moyenne du cycle du crédit est d’environ six ans en RCA et au
Tchad. Elle est égale à cinq ans au Gabon, au Cameroun et au Congo. Le cycle du crédit des
pays apparaît alors inversement proportionnel à sa durée. Une justification de ce résultat
pourrait être les conclusions de Saab et Vacher (2007) qui notent dans le cas de la RCA et du
Tchad, des ratios crédit/Dépôts supérieurs à 100, reflétant une épargne très limité et une
situation de liquidité très faibles par rapport au Cameroun et au Congo et au Gabon.
Le calcul de la volatilité du cycle du crédit (tableau 2) fait apparaître deux groupes de
pays : le premier groupe comprend le Cameroun, le Congo, le Tchad et la RCA où la volatilité
du cycle du crédit avoisine 2. Le deuxième groupe intègre un seul pays, le Gabon pour lequel
la volatilité du cycle du crédit s’élève environ à 0.83. Ainsi, les fluctuations cycliques
semblent avoir été sensiblement plus homogènes au Gabon que dans les autres pays de la
5 La Guinée Equatoriale est exclue de l'échantillon faute de données disponibles sur une bonne partie de la
période 1960-2008.
9
CEMAC. Une fois de plus, les spécificités relatives à la situation bancaire des pays expliquent
les différences observées.
2°) les phases d'expansion du crédit correspondent globalement aux périodes 1973-
1981, 1988-1996, 1999-2001 et 2003-2006 pour l’ensemble des pays. La première période, au
cours de laquelle on a enregistré deux chocs pétroliers, est caractérisée par une conjoncture
favorable du fait de la bonne tenue des prix des matières premières exportés par les pays de la
CEMAC. Celle-ci a eu pour effet une augmentation des crédits bancaires, compte tenu de la
consolidation de la situation financière des établissements bancaires. La seconde période
d’expansion du crédit est consécutive à l’accroissement de la dette intérieure et extérieure des
pays de la CEMAC, qui visait le financement des infrastructures initié durant les années
précédentes. La seconde et la troisième période peuvent être liées à deux facteurs. D’abord, à
l’impact de la nouvelle politique des taux d’intérêt de la Banque des Etats de l’Afrique
Centrale (BEAC) intervenue en fin 1990 et qui a permis une gestion plus souple du loyer de
l’argent. Ensuite, à l’effet de la création de la Commission Bancaire d’Afrique Centrale
(COBAC) qui a favorisé l’harmonisation des normes prudentielles et un meilleur contrôle des
banques.
Enfin, la dernière période d’expansion du crédit correspond aux effets de la
modernisation de la COBAC et de la surliquidité des banques de la zone, particulièrement
marquée depuis 2001, et correspondant à une accumulation des excédents pétroliers.
Les phases de contraction du crédit correspondent, quant à elles, aux périodes 1966-
1973, 1981-1988, 1996-1999, 2001-2003. La deuxième période met en évidence la crise
économique du milieu des années 80 qui a profondément affecté les banques de la sous-région
et qui s’est caractérisée par l’accumulation de soldes budgétaires déficitaires ainsi que
d’importantes créances douteuses et irrécouvrables. La dernière période coïncide avec une
consolidation de la réglementation prudentielle par la COBAC. La contraction du crédit la
plus sévère est observée au Congo durant la période 1981-1984. La contraction la moins
sévère s’est produite en RCA durant la période 1965-1970.
Concernant le cycle de l’activité, celui des pays de la CEMAC ressemble au cycle du
crédit. Toutefois, pour tous les pays, il est légèrement plus volatile. Ainsi, on peut s’attendre à
un nombre légèrement plus important de phases de récession dans l’activité. Par ailleurs, la
durée moyenne du cycle du PIB est de six ans au Cameroun, au Tchad, au Congo et en RCA.
En revanche, elle est légèrement inférieure au Gabon où elle est égale à quatre ans.
Les phases d'expansion et de contraction du PIB correspondent presque parfaitement à
celles du cycle du crédit. L’expansion du PIB sur la période 1973-1981 correspond aux effets
du premier choc pétrolier, notamment l’accroissement des exportations qui a favorisé
l’accroissement des ressources budgétaires des états et des investissements publics. On note
que la contraction survenue en 1990-1994 a précédé la dévaluation du Franc CFA. Cette
période coïncide avec l’application des programmes d’ajustement structurel dont l’objectif
était la relance des économies de la zone, fortement marquées par la crise du milieu des
années 1980. L’échec de ces programmes a conduit les pays de la CEMAC à procéder à un
ajustement monétaire en début 1994 pour corriger les déséquilibres économiques et financiers
enregistrés lors de la deuxième moitié des années 1980. La contraction du PIB la plus sévère
est intervenue au Cameroun et au Congo durant la période 1965-1969. En revanche, la
contraction la moins sévère du PIB s’est produite au Congo et en RCA durant la période
10
2001-2003. Les disparités entre les économies de la CEMAC sont imputables au degré
d’ouverture des Etats et à leur plus ou moins grande dépendance des exportations d’un petit
nombre de produits (Eboué, 2009).
Après avoir procédé à l'identification des cycles de l'activité et du crédit, ainsi qu'à
leurs principales caractéristiques (durée, profondeur et sévérité), nous voudrions, à présent,
aborder l’étude des interactions entre les composantes cycliques de ces deux variables.
2. Les interactions entre les composantes des cycles des affaires et du crédit
Pour analyser les interactions entre les fluctuations cycliques du crédit et celles de
l’activité, on s’inspire des travaux d’Allergret et Zantman (2006), de Rand et Tarp (2002),
d’Edwards et alii (2007), d’Avouyi-Dovi et alii (2006). A cet effet, on adopte une démarche
en deux étapes :
1°) on envisage d’abord l’étude statistique des co-mouvements et du degré de
concordance entre les phases d’expansion et de récession des cycles. Pour cela, nous
calculons tout d’abord, pour chaque pays, les corrélations dynamiques croisées des cycles,
puis les indices de concordance des deux cycles ;
2°) on analyse ensuite les interactions cycliques du crédit et de l’activité à partir des
tests économétriques de cointégration et de causalité dans le but de préciser les trajectoires
communes éventuelles, ainsi que la nature des interactions au sein de chaque pays.
Nous exposons succinctement la modélisation des interactions cycliques avant
d'analyser les résultats empiriques.
2.1 Modélisation des interactions cycliques
L’analyse des co-mouvements des phases d’expansion et de récession des
composantes cycliques du crédit et de l’activité repose sur le calcul des corrélations
dynamiques croisées ρ(K) entre les composantes cycliques stationnaires du crédit xt et celles
retardées ou avancées de l’activité yt-K (K=0 ,±1 ,±2 ,±3) et sur une approximation de l’écart-
type de l’échantillon par N
1. La démarche retient les critères suivants :
- le crédit est procyclique, si * max ( ) ( *) 0K Arg K K ;
- le crédit est acyclique, si 1
0 ( )KN
, K ;
- le crédit est contracyclique, si * max ( ) ( *) 0K Arg K K
Par ailleurs, les relations précédentes peuvent être classifiées en fonction du niveau de
significativité. Ainsi, la relation entre les cycles du crédit et de l’activité est :
- significative au seuil 5%, si : N
)k(1
ou si 1<)k(ρ<N
2 ;
- significative au seuil 10%, si : N
kN
2)(
1 .
11
Parallèlement, l’analyse du degré de concordance entre les cycles du crédit et de
l’activité consiste en la construction de l’indice de concordance de Harding et Pagan (2002).
Cet indice permet d’apprécier le lien entre les périodes de récession et d’expansion de deux
séries x et y.
Formellement, l'indice de concordance entre x et y se calcule comme suit :
N
=t
ty,tx,ty,tx,xy )S()S(+SSN
=IC1
1.1.1
(6)
où 01I
>=S
tΔztz, , pour une série zt donnée.
De sorte que si ICxy=1, les séries x et y sont parfaitement en phase. Autrement dit, leurs
phases d’expansion et de contraction sont parfaitement juxtaposées. Lorsque ICxy=0, les séries
x et y sont toujours dans des phases opposées, et il y a parfaite anti-concordance entre les
deux séries.
En général, les propriétés de l’indice de concordance sont inconnues. Aussi, concernant
son degré de significativité, Harding et Pagan (2002) montrent-ils qu’il correspond au degré
de significativité du coefficient ρ dans l’estimation du modèle linéaire suivant :
t
tx,S
tx,
ty,S
ty,δ+
ζ
Sρ+α=
ζ
S
(7)
avec où tδ : un bruit blanc.
Sous l’hypothèse nulle 0ˆ , la corrélation sérielle des erreurs nuit à la robustesse de
l’estimation du modèle (7). Dans ce cas, Newey et West (1987) proposent de recourir à la
méthode des moindres carrés, augmentée d’une procédure HAC afin d’apprécier la
significativité de l’indice de concordance à partir des statistiques de Student.
L’analyse économétrique des interactions cycliques entre le crédit et l’activité recourt
aux tests de cointégration d’Engle et Granger (1987) et de Causalité de Granger (1969).
Le premier test décrit une procédure à deux étapes : la première permet de vérifier
préalablement que les cycles du crédit xt et de l’activité yt sont intégrés d’ordre un, ce qui
incline à penser qu’il existe une relation de cointégration entre leurs composantes. La
deuxième étape consiste à estimer, par la méthode des moindres carrés ordinaires le modèle :
ttt ε+βx+α=y (8)
Lorsque le résidu de cette estimation est stationnaire, l’existence d’une relation de
cointégration entre les variables est confirmée. Il est alors possible d’estimer un modèle à
correction d’erreur (M.C.E.) qui décrit la relation de long terme entre les variables xt et yt et
qui est défini par l’équation :
tttt u+eα+Δxα=Δy 121 (9)
Le test de causalité examine l’éventualité qu’il existe des relations causales entre les
cycles d’affaires et du crédit des différents pays à partir d’un test de Wald.
12
2.2 Résultats empiriques
L’application de la modélisation précédente aux composantes cycliques du crédit et du
PIB des pays de la CEMAC permet de dégager les principaux résultats empiriques suivants :
1°) les graphiques représentant conjointement les cycles des affaires (ou du PIB) et du
crédit (annexe 1) présagent de la procyclicité du crédit et de l’activité dans l’ensemble des
pays de la CEMAC. Cette intuition est précisée par l’analyse des co-mouvements et de la
concordance intra-pays.
2°) le calcul des coefficients de corrélation dynamiques entre les composantes
cycliques stationnaires du crédit et de l’activité, qui couvrent au total trois périodes retardées
et avancées des deux distributions, est fournit par le tableau ci-dessous.
Tableau 1: Les correlations dynamiques
K=-3 K=-2 K=-1 K=0 K=+1 K=+2 K=+3
GABON -0.062 0.31 0.77 0.978 0.79 0.36 -0.006
CAMEROUN -0.04 0.332 0.781 0.98 0.78 0.329 -0.043
TCHAD -0.04 0.32 0.78 0.978 0.78 0.328 0.04
RCA -0.04 0.33 0.78 0.98 0.78 0.3l2 -0.047
CONGO -0.05 0.32 0.78 0.978 0.77 0.31 -0.05
Il ressort du tableau 1 que les composantes cycliques du crédit et de l’activité de tous
les pays sont contemporaines, puisque la valeur maximale du coefficient de corrélation est
obtenue lorsque K=0. De plus, la valeur des corrélations de la colonne K=0 montre que dans
98 % du temps, les phases de récession et d’expansion des deux cycles coïncident. Par
ailleurs, tous les coefficients de la colonne K=0 sont en valeur absolue supérieurs à 0.14, donc
significatifs. En définitive, l’analyse des coefficients de corrélation confirme la procyclicité
du crédit et leur signe indique une corrélation positive entre les cycles du crédit et de
l’activité.
Le crédit est donc procyclique et contemporain de l’activité dans les pays la CEMAC.
Ce résultat suppose qu'une hausse (ou une baisse) contemporaine des crédits à l'économie
coïncide avec une augmentation (ou une diminution) du PIB.
Le tableau 1 montre également que pour K=±1, les coefficients de corrélation sont
relativement élevées et significatifs au seuil 5%, quelque soit le pays. Ce résultat suggère
l’existence d’une procyclicité du crédit avec décalage d’une période par rapport à l’activité.
En réalité, ce décalage est nécessairement inférieur à un an. Selon Eboue (2009), ce décalage
est imputable au délai d’ajustement des anticipations de profitabilité des banques.
3°) l’analyse du degré de concordance des cycles des affaires et du crédit des pays de
la CEMAC conduit au calcul des indices de concordance figurant dans le tableau ci-après.
Tableau 2 : Les indices de concordance
GABON CAMEROUN TCHAD RCA CONGO
IC 0.878 1 0.836 0.897 0.938
Sρ 0.997 0.999 0.998 0.999 0.998
Prob. 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00
R2
0.995 0.998 0.996 0.998 0.997
13
Les résultats du tableau 2 révèlent une parfaite concordance entre les cycles des
affaires et du crédit au Cameroun. Au Congo, l’indice de concordance décrit une
synchronisation des phases cycliques dans près de 93% des cas. Des indices de concordance
sensiblement supérieurs à 80% sont également obtenus au Gabon, en RCA et au Tchad.
Le critère de significativité de Harding et Pagan (2002) montre qu’au seuil 5%, tous
les indices de concordance sont significatifs. On en déduit que les mouvements cycliques du
crédit et de l’activité sont en phase dans les pays de la CEMAC. Ce résultat corrobore celui de
l’analyse des co-mouvements et en garantit la fiabilité.
De manière générale, l’analyse des concordances et des corrélations traduit le fait
qu’en zone franc les dépôts des banques dépendent en grande partie des dépôts de l’Etat, et
proviennent des recettes fiscales assises sur le commerce extérieur (Eboue, 2009).
4°) les tests économétriques préliminaires de stationnarité révèlent que toutes les
composantes cycliques du crédit et de l’activité sont intégrées d’ordre un (annexe 3). Il existe
donc une possible relation de cointégration intra-pays entre les cycles des affaires et du crédit.
Par ailleurs, les résidus estimés à partir du modèle (8) sont stationnaires (annexe 4).
L’existence d’une relation de cointégration est donc confirmée pour tous les pays. Il est donc
possible d’estimer un modèle à correction d’erreur pour décrire la relation de long terme liant
les cycles des affaires et du crédit des pays de la CEMAC. Pour chaque pays, ce modèle prend
la forme suivante :
ttt e+xβ+α=y ˆˆ (10)
Le tableau 3 ci-dessous présente les coefficients estimés α , β , 1α et 2α des modèles
(8) et (9).
Tableau 3 : Résultats des tests de cointégration
1 2
GABON
)49,0(
0046,0 )97,96(
113,1 )04,86(
12,1 )48,2(
248,0
CAMEROUN
)52,0(
064,0 )35,174(
07,1 )57,195(
08,1 )14,2(
7,1
RCA
)01,0(
005,0
)45,206(
1,1 )03,183(
108,1 )60,2(
263,0
TCHAD
)63,0(
108,0 )25,119(
137,1 )89,95(
131,1 )05,3(
34,0
CONGO
)13,0(
002,0
)31,131(
154,1 )86,108(
14,1 )57,2(
281,0
14
Il ressort de ce tableau que les forces de rappel estimées à travers les coefficients
2α sont significativement négatives. Les modèles à correction d’erreur sont donc validés pour
chaque pays. Le modèle dynamique (court terme) qui lie le cycle du crédit à celui de l’activité
de chaque pays est décrit par l’équation :
tttt u+eα+Δxα=Δy ˆˆˆ121 (11)
5°) le test de causalité de Granger (annexe 5) effectué pour chaque pays révèle les
résultats suivants :
Au seuil 5%, on observe que le cycle du crédit cause celui de l’activité au Gabon, au
Congo et au Tchad. Ainsi, le caractère procyclique et contemporain du crédit se confirme
dans ces trois pays avec une forte significativité. La politique d'offre du crédit des banques y
constitue donc un indicateur important de l’activité économique. Ce résultat peut être mis en
relation avec la thèse de Clerc (2001) selon laquelle pendant les phases d'expansion de
l'activité réelle, l’existence des imperfections du marché du crédit conduit les banques à
surestimer la solvabilité des emprunteurs et à procéder à une forte distribution de crédits. A ce
propos, Oung (2003) relève deux facteurs pour justifier ce résultat : d’une part, un
assouplissement des critères d’octroi du crédit durant les phases de croissance, d’autre part,
une baisse de la prime de risque durant ces phases. Comme le relèvent Saab et Vacher (2007),
le niveau du risque de défaut particulièrement élevé en zone CEMAC, corrobore ce résultat.
Parallèlement, on peut penser que les banques réduisent le volume des crédits accordés en
période de récession.
En définitive, au Gabon, au Congo et au Tchad, la distribution des crédits influence la
conjoncture et elle amplifie les cycles économiques en prolongeant les phases d’expansion et
en aggravant les périodes de ralentissement économique. Il apparaît donc que l’optimisme
régnant durant les phases d’expansion engendre une distribution trop généreuse des crédits.
Dans le cas spécifique du Gabon et du Congo, une causalité réciproque (effet
feedback) est observée. Ainsi, l’idée que le cycle de l’activité cause celui du crédit se justifie
par le fait qu’un accroissement du PIB augmente le revenu des ménages et facilite l’accès au
crédit. De même, ce résultat suppose qu’une baisse de l’activité entraîne une fermeture du
marché du crédit aux ménages. Dans le cas de ces deux pays, les conclusions d’Eboue (2009)
qui lient l’évolution du cycle crédit à celle des exportations pétrolières ainsi que la forte
liquidité bancaire justifient les résultats précédents. Dans le cas du Tchad, le faible niveau du
ratio crédits/dépôts conforte le résultat précédent, auquel on peut adjoindre la faible liquidité
qui caractérise ce pays.
Au Cameroun et en RCA, aucune relation causale n’est observée dans un sens comme
dans l’autre au seuil 5%. En revanche, au seuil 10% le crédit cause l’activité au Cameroun,
alors qu’un effet feedback apparaît dans le cas de la RCA. Les caractérisques bancaires
spécificiques aux pays justifient ces résultats. En effet, dans le cas du Cameroun, comme le
soulignent Saab et Vacher (2007) et Eboue (2009), le résultat précédent trouve une
justification dans le recours important des ménages au réseau parallèle de financement (les
tontines), le poids relativement faible du crédit dans le cycle d’activité dans ces pays, et le
poids élevé des actifs de l’Etat dans les dépôts bancaires qui constitue un frein à l’accès au
crédit. Dans le cas précis de la RCA, les auteurs s’appuient sur le caractère embryonnaire du
système bancaire, le faible niveau de liquidité bancaire.
15
De manière générale, les résultats de l'estimation font apparaître une relation positive
entre les deux cycles, ce qui confirme le caractère procyclique du crédit vis-à-vis de l’activité
réelle au sein de l'Union. Selon Clerc (2001), ce comportement correspondrait au fait qu'en
période d'expansion économique, les banques ont tendance à adopter des stratégies globales
plus risquées, afin d'assurer un rendement de capital plus élevé. En définitive, ce lien fort
entre le crédit et l'activité dans la CEMAC traduit le fait que l'interaction entre les sphères
réelle et financière est perceptible à travers le rôle du crédit bancaire dans l'activité
économique, puisque l'essentiel du financement de l'économie provient du système bancaire.
De plus, la procyclicité du crédit montre qu’il constitue un déterminant important de
l'amplification du cycle économique dans les pays de la CEMAC.
CONCLUSION
Cet article a d’abord permis de proposer une datation des cycles des affaires et du
crédit des pays de la CEMAC. Ensuite, il a contribué à établir la convergence des cycles du
crédit et de l'activité réelle de ces pays. Nous aboutissons à la conclusion qu’en zone
CEMAC, les banques ont un comportement procyclique et contemporain vis-à-vis de
l'activité réelle. Toutefois, ce comportement global présente quelques spécificités liées à la
structure du système bancaire. Ce dernier fait apparaître des disparités selon les pays, quant à
leur niveau de liquidité, à la tarification des produits bancaires en vigueur, ainsi qu’au degré
du risque de solvabilité et du risque opérationnel.
En définitive, le caractère procyclique du crédit bancaire vis-à-vis de l'activité dans la
CEMAC montre que l'évolution des crédits à l'économie n'est pas disjointe de celle de
l'activité réelle. On en conclut qu’à l’échelle de l'Union, le crédit bancaire se développe plus
dans les phases ascendantes du cycle d'activité et se contracte pendant les phases de
ralentissement. Ce résultat devrait être pris en compte par l’autorité monétaire durant les
phases d'expansion de l'activité économique afin de prémunir le système bancaire régional
de prises de risque excessives et de l’instabilité financière.
Toutefois, compte tenu de la surliquidité des banques et du niveau relativement faible
du ratio des crédits à l'économie rapportés au PIB dans la zone (environ 7%),
comparativement à ceux des pays de la zone euro par exemple, la BEAC pourrait mettre à
profit sa marge de manœuvre pour accompagner, à travers sa politique monétaire, l'activité
économique de la zone. Dans cette perspective, on préconise l’amélioration du cadre du
contrôle bancaire et la mise en place de règles permettant de limiter la procyclicité du crédit,
en vue d’assurer un cadre optimal de financement des économies de la CEMAC.
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20
ANNEXES
Annexe 1 : Cycles du CREDIT et du PIB
-4
-2
0
2
4
6
8
10
60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
CRD_CAM PIB_CAM
-4
-2
0
2
4
6
8
10
60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
CRD_CGO PIB_CGO
-4
-2
0
2
4
6
8
10
60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
CRD_TCH PIB_TCH
-2
-1
0
1
2
3
4
60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
CRD_GAB PIB_GAB
-4
-2
0
2
4
6
8
10
60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
CDR_RCA PIB_RCA
Annexe 2 : Volatilité des cycles
PIB CREDIT
GABON 0.925 0.829
CAMEROUN 2.17 2.015
TCHAD 2.103 1.85
RCA 1.98 1.79
CONGO 2.102 1.81
21
Annexe 3 : Tests de stationnarité usuels
3.1 (ADF°)
3.2. (KPSS°)
Annexe 4 : Tests stationnarité des résidus
4.1. ADF
4.2. KPSS
22
Annexe 5 : Tests de causalité
23
Annexe 6 : Caractéristiques des cycles par pays
6.1 GABON
CREDIT
Cycles Récession Expansion Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962; 1964 1964; 1965 1962; 1965 -0,48109253 3 -0,72163879
2 1965; 1969 1969; 1970 1965; 1970 -0,44052868 5 -1,10132171
3 1970; 1973 1973; 1977 1970; 1977 -0,27671352 7 -0,96849732
4 1977; 1979 1979; 1980 1977; 1980 0,35705532 3 0,53558298
5 1980; 1984 1984; 1986 1980; 1986 0,41153535 6 1,23460606
6 1986; 1988 1988; 1992 1986; 1992 0,55665587 6 1,66996761
7 1992; 1994 1994; 1995 1992; 1995 4,42096856 3 6,63145285
8 1995; 1999 1999; 2001 1995; 2001 6,59508791 6 19,7852637
9 2001; 2003 2003; 2007 2001; 2007 6,69455258 6 20,0836578
PIB
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1963 1963-1965 1962-1965 0,54783767 3 0,8217565
2 1965-1972 1972-1976 1965-1976 6,96543052 5 17,4135763
3 1976-1978 1978-1980 1976-1980 1,00468053 3 1,5070208
4 1980-1984 1984-1986 1980-1986 5,50962709 3 8,26444064
5 1986-1988 1988-1992 1986-1992 -0,28714188 5 -0,71785471
6 1992-1993 1993-1995 1992-1995 0,32396231 3 0,48594346
7 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,67791753 3 5,51687629
8 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,58056203 5 -1,45140507
24
6.2 CAMEROUN
CREDIT
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1963 1963-1965 1962-1965 1,2817548 3 1,922632196
2 1965-1969 1969-1971 1965-1969 7,21256019 6 21,63768058
3 1971-1973 1973-1977 1969-1973 -0,29725423 6 -0,891762684
4 1977-1978 1978-1980 1973-1980 0,40008171 3 0,600122565
5 1980-1984 1984-1986 1980-1986 4,15642314 6 12,46926941
6 1986-1988 1988-1992 1986-1992 -0,12572023 6 -0,377160694
7 1992-1994 1994-1995 1992-1995 0,34581472 3 0,518722077
8 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,79473593 6 11,38420778
9 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,54088574 6 -1,622657213
PIB
Cycles Récession Expansion Année Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1963 1963-1965 1962-1965 1,13376285 4 2,2675257
2 1965-1969 1969-1971 1965-1971 9,68191041 7 33,8866864
3 1971-1973 1973-1977 1971-1977 -0,26152583 7 -0,91534042
4 1977-1978 1978-1980 1977-1980 0,38004419 4 0,76008838
5 1980-1984 1984-1986 1980-1986 4,27502581 7 14,9625903
6 1986-1988 1988-1992 1986-1992 -0,31475313 7 -1,10163596
7 1992-1994 1994-1995 1992-1995 0,35075419 4 0,70150838
8 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,86069998 7 13,5124499
9 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,54908643 7 -1,9218025
25
6.3 CONGO
CREDIT
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1963 1963-1965 1962-1965 1,41085595 3 2,11628392
2 1965-1969 1969-1971 1965-1971 9,38087129 5 23,4521782
3 1971-1973 1973-1976 1971-1976 -0,332812 5 -0,83203
4 1976-1979 1979-1981 1976-1981 1,71831445 5 4,29578612
5 1981-1984 1984-1986 1981-1986 32,0711492 5 80,1778729
6 1986-1988 1988-1991 1986-1991 -0,64112763 5 -1,60281908
7 1991-1994 1994-1995 1991-1995 0,51618167 4 1,03236335
8 1995-1999 1999-2001 1995-2001 4,04444471 6 12,1333341
9 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,6169397 6 -1,85081909
PIB
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1963 1963-1965 1962-1965 1,13183788 4 2,26367577
2 1965-1969 1969-1971 1965-1971 10,0664337 7 35,2325178
3 1971-1973 1973-1976 1971-1976 -0,1881555 6 -0,56446651
4 1976-1978 1978-1981 1976-1981 1,46651378 6 4,39954135
5 1981-1984 1984-1986 1981-1986 7,59853817 6 22,7956145
6 1986-1988 1988-1992 1986-1992 -0,30108152 7 -1,05378533
7 1992-1993 1993-1995 1992-1995 0,32333574 4 0,64667149
8 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,639777 7 12,7392195
9 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,58092877 7 -2,03325071
26
6.4 RCA
CREDIT
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1964 1964-1965 1962-1965 2,41535353 4 4,83070705
2 1965-1970 1970-1971 1965-1971 -22,0216042 7 -77,0756147
3 1971-1972 1972-1977 1971-1977 -0,04295616 7 -0,15034655
4 1977-1978 1978-1980 1977-1980 0,84913222 4 1,69826444
5 198-1984 1984-1986 1980-1986 6,28439968 7 21,9953989
6 1986-1988 1988-1991 1986-1991 -0,17425171 6 -0,52275514
7 1991-1993 1993-1995 1991-1995 0,36666956 5 0,9166739
8 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,89791404 7 13,6426991
9 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,52465558 7 -1,83629452
PIB
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1963 1963-1965 1962-1965 1,19765139 3 1,79647708
2 1965-1969 1969-1971 1965-1971 7,85278696 7 27,4847544
3 1971-1973 1973-1977 1971-1977 -0,39568415 7 -1,38489452
4 1977-1979 1979-1980 1971-1980 0,73139206 10 3,65696029
5 1980-1984 1984-1986 1980-1986 5,46052071 7 19,1118225
6 1986-1988 1988-1992 1986-1992 -0,28751952 7 -1,00631832
7 1992-1993 1993-1995 1992-1995 0,34477361 4 0,68954722
8 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,85334183 7 13,4866964
9 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,5997466 7 -2,09911309
27
6.5 TCHAD
CREDIT
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1964 1964-1966 1962-1966 3,8781E-05 5 9,6952E-05
2 1966-1972 1972-1977 1966-1972 41,5229285 7 145,33025
3 1977-1978 1978-1980 1972-1980 0,21014093 9 0,94563418
4 1980-1984 1984-1986 1980-1984 4,92344458 5 12,3086114
5 1986-1988 1988-1991 1984-1991 -0,9196689 8 -3,67867559
6 1991-1993 1993-1995 1991-1995 0,37518124 5 0,93795311
7 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,80959053 7 13,3335669
8 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,50928706 7 -1,78250471
PIB
Cycles Récession Expansion
Cycle
complet Profondeur Durée Sévérité
1 1962-1963 1963-1965 1962-1965 0,82469904 4 1,64939808
2 1965-1969 1969-1971 1965-1971 6,90736198 7 24,1757669
3 1971-1973 1973-1977 1971-1977 -0,32020851 7 -1,1207298
4 1977-1979 1979-1980 1977-1980 0,65490802 4 1,30981604
5 1980-1984 1984-1986 1980-1986 5,61946489 7 19,6681271
6 1986-1988 1988-1992 1986-1992 -0,26873734 7 -0,9405807
7 1992-1993 1993-1995 1992-1995 0,3326943 4 0,6653886
8 1995-1999 1999-2001 1995-2001 3,76690161 7 13,1841556
9 2001-2003 2003-2007 2001-2007 -0,49850184 7 -1,74475645
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