contribution à l’explication de la volatilité du taux de

CER-3/CREQ

Centre de Recherches Economiques et Quantitatives Collège d’Economistes pour le recyclage avec 3 outils

Université de Kinshasa-Faculté des Sciences Economiques et de Gestion Département des Sciences Economiques

B.P. 832 Kinshasa XI

Working paper n°002/WP.CREQ/12-19

Contribution à l’explication de la volatilité du taux de change en R.D

Congo : Approche par la modélisation VAR

Par

Jonas KIBALA KUMA

(DEA en cours en Sciences Economiques, UNIKIN)

[email protected]

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Citation de l’article :

Kibala Kuma J. (2011), « Contribution à l’explication de la volatilité du taux de change en R.D

Congo : Approche par la modélisation VAR », Working paper n°002/WP.CREQ/12-19 du

CREQ, décembre.

Décembre 2011

« Contribution à l’explication de la volatilité du taux de change en R.D Congo : Approche par la

modélisation VAR » / Centre de Recherches Economiques et Quantitatives-CREQ 2

Jonas Kibala Kuma, [email protected], CREQ-2011

Note aux lecteurs

Cet article, qui se propose de contribuer à l’explication de la dynamique du taux de change en

République Démocratique du Congo (RDC), de 2007 à 2010, s’inscrit dans le cadre de travaux

du CER-3. En effet, CER-3 est un collège d’Economistes qui s’approprient les outils

quantitatifs, 3 essentiellement (mathématique, statistique/économétrie et informatique)

comme le sigle l’indique, pour ainsi s’inscrire sur la frontière des connaissances en sciences

économiques et être compétitifs à l’échelle internationale, autant pour la faculté de sciences

économiques et de gestion de l’Université de Kinshasa. L’idée est de susciter un regain et

remettre en avant plan les aspects quantitatifs dans la formation de l’économiste congolais

(RDC), africain en général, pour une élite à la taille des exigences internationales. Pour y

parvenir, nous nous occupons à :

(i) Nous mettre à jour, soit nous (l’équipe) former continuellement sur les aspects

théoriques et empiriques de techniques et méthodes quantitatives en sciences

économiques (principalement en mathématique, statistique et informatique) ; et

(ii) Mettre à la disposition du public scientifique les résumés (notes ou fiches techniques)

de nos discussions et recherches.

Ce collège (CER-3) est un cadre qui prépare les chercheurs membres à être éligibles pour

intégrer le Centre de Recherches Economiques et Quantitatives, soit CREQ en sigle. CREQ,

dont le site internet va être lancé incessamment, se veut un espace de discussions au tour de

techniques et méthodes quantitatives (mathématique, statistique, économétrie, etc.) en

sciences économiques (finance, monnaie, macro et micro-économie, etc.), ou mieux un centre

de recherche qui va regorger des Economistes rodés et équipés pour théoriser et apporter des

réponses aux problèmes économiques que posent la RDC et le monde, pour l’avancement de

la discipline (les sciences économiques).

Nous avons compris que les outils quantitatifs, aujourd’hui incontournables en sciences

économiques, sont d’un grand apport dans l’évolution de cette discipline. Les problèmes

économiques se posent de plus en plus, les outils d’analyse se complexifient sans frein, mais

le programme de formation de l’Economiste congolais (l’Afrique en générale) ne suit pas le

rythme : il y a un gap. Plus concrètement, il y a quelques années, le Laboratoire d’analyse-

Recherche en Economie Quantitative/Lareq (www.lareq.com) estimait à 40 ans le retard de la

République Démocratique du Congo (RDC), si pas l’Afrique, dans la modélisation macro-

économétrique, partant de la critique de Lucas dans les années 70 (1976). Ne serait-on pas

au-delà de 40 ans dans d’autres branches ? En attendant de répondre à cette question, le

CER-3 se donne la mission de réduire, si pas combler, le gap dans la formation de

l’économiste congolais pour constituer une élite à la taille des exigences internationales. C’est

le sens de notes techniques que nous produisons, lesquelles seront directement accessibles

en ligne, dans un site dédié (en construction), par le temps qui court.

Jonas Kibala Kuma, initiateur du CER-3 et du CREQ.

Kinshasa, décembre 2019.

Nous contacter : [email protected]; copie à : [email protected]

mailto:[email protected]






Résumé

Pourquoi en dépit des multiples interventions des autorités politiques sur le marché de change, le taux de change continue à garder une allure volatile – durant la dernière décennie, avec des fortes variabilités les 4 dernières années – en RD Congo ? Telle est la question fondamentale à laquelle nous nous efforçons d’apporter quelques éléments de réponse dans ce travail. Cherchant à identifier les facteurs à la base de la volatilité du taux de change en vue d’orienter la politique de change vers la cible du marché de change, cette étude a pour but d’aider l’autorité monétaire à lisser les fluctuations du taux de change et à accroître les réserves de change. Pour ce faire, nous avons fait recours à la modélisation VAR pour déterminer le sens de la causalité entre les variables sous-étude et saisir les impacts des unes sur les autres, grâce à la relation d’interdépendance qu’il permet d’établir entre les variables. Ainsi, Après estimation du modèle, les résultats attestent une causalité unidirectionnelle du taux d’inflation au taux de change. En effet, l’on est parvenu à montrer que la variation du taux d’inflation est la cause de la volatilité du taux de change en R.D.C, du moins de 2007 à 2010, bien que la décomposition de la variance nous renseigne sur la faible significativité du taux d’inflation. Il est trouvé qu’aux variations du taux d’inflation correspondent des réactions fidèles (dans le même sens) du taux de change. Par ailleurs, si des variables comme les Avoirs nets de l’Etat et le Concours au trésor n’ont pas de causalité directe avec le taux de change, du moins, elles sont explicatives dans l’évolution du taux d’inflation, et partant, le taux de change par ricochet. Abstract Why in spite of the multiple interventions of the political authorities on the exchange market, the rate of exchange continues to keep a changeable pace - during the last decade, with strong variability in four last years - in DRC ? Such is the fundamental question to which we try to bring some brief replies in this work. Seeking to identify the basic factors of the volatility of the rate of exchange in order to direct the policy of exchange towards the target of the exchange market, the purpose of this study is to help the monetary authority to smooth the fluctuations of the rate of exchange and to increase the reserves of exchange. With this intention, we made recourse to modeling VAR in order to determine the direction of causality between the variables under studies and to seize the impacts of the ones on the others, thanks to the relation of interdependence that it makes it possible to establish between the variables. Thus, after estimate of the model, the results attest a one-way causality of the rate of inflation at the rate of exchange. Indeed, it must be noted that the variation of the rate of inflation is the cause of the volatility of the rate of exchange in D.R.C, at least between 2007 and 2010, although the decomposition of the variance informs us about the weak significativity of that one. It is found also that to the variations of the rate of inflation correspond the same reactions of the rate of exchange. In addition, if variables like the Nets external assets and the credit to the government don’t have direct causality with the rate of exchange, at least they are explanatory in the evolution of the rate of inflation, and the rate of exchange per rebound.

Keywords : volatilité, taux de change, modèle VAR JEL Classification : C22, E41, F41





I. Introduction

Contrairement à la décennie 1990, qui s’est soldée par une aggravation de la dégradation du tissu économique congolais, la décennie 2000 souffle un nouveau vent à ses débuts. Casser l’hyperinflation, ouvrir de plus en plus l’économie à l’extérieur et jeter les bases d’une croissance forte et durable ; tels sont les principaux objectifs que le gouvernement congolais s’était assigné dans son Programme Intérimaire Renforcé/PIR (étalé pour mai 2001 – mars 2002) et son programme économique/PEG (couvrant la période avril 2002 – juillet 2005).

L’exécution « totale ou partielle » de ces deux programmes a permise au gouvernement de maîtriser l’inflation dont le taux a été ramené de 511% en 2000, à 235% en 2001 et 16% en 2002 ; d’unifier les deux taux de change – parallèle et officiel, grâce à la libéralisation des activités de change – et d’en assurer une relative stabilité ; de mettre en place un plan de trésorerie de l’Etat sur base caisse, grâce auquel le solde du trésor est passé d’un déficit de 10,59 milliards (soit 3,1% du PIB) à un excédent de 12,81 milliards de franc (soit 0, 85% du PIB de 2002) ; d’accroître le PIB dont la tendance générale est haussière pour toute la décennie – bien que son contenu ne soit pas pro-pauvre (Kalonji N., 2003) – et d’opérer une dévaluation de 84,1% du taux de change Franc congolais-dollar USD, avec comme corollaire l’accroissement des recettes publiques(1) ; (Ngonga N., 2003 ; Mukoko S., 2003 et Kalonji N., 2003).

Par ailleurs, les données récentes sur l’économie congolaise – si l’on ne considère que ces quatre dernières années – semblent témoigner de l’absence quasi-totale de l’Etat dans la sphère économique. En effet, la conjoncture est telle que les actions de l’Etat sont neutralisées par les forces du marché, à tel enseigne que le déséquilibre est en train d’élire domicile dans les différents marchés (secteurs) aux fins d’y battre son plein. Le déséquilibre le plus notoire est à observer sur le marché de change, se traduisant par la vélocité du taux de change. En effet, Fixé à 320 FC en 2001, le taux de change est passé à 441 FC ; 503 FC ; 640 FC ; 903 FC et 915 FC, respectivement au cours des années 2004 ; 2006 ; 2008 ; 2009 et 2010 (Ngonga N., 2011 et Kayembe K., 2011). Si l’on fait de la statistique descriptive pour cette série, il apparaît des fortes irrégularités dans l’évolution du taux de change, surtout au cours de trois dernières années où les écarts interannuels moyens sont de l’ordre de 69 ; 263 et 12, respectivement pour les années 2008 ; 2009 et 2010.

En vue de lutter contre cette volatilité du taux de change – portant les germes de l’incertitude qui alimente des anticipations inflationnistes – les autorités monétaires ont diversifiés leurs interventions sur le marché de change ; c’est le cas des achats et ventes des devises par la Banque centrale du Congo (BCC). A ce sujet, il est à noter – à titre illustratif – qu’au mois de janvier 2010, la BCC a vendu 10 millions d’USD afin de contrer la volatilité du taux de change. En outre, de mars à Août de la même année, les opérations d’achats des devises ont permis à la BCC d’acquérir 157 millions de USD, confortant ainsi le matelas des réserves de change (Rapport sur la politique monétaire/BCC, 2011). Cependant, en dépit des diverses mesures mises en œuvre par ces autorités monétaires, le marché de change ne semble pas leur révéler son mode opératoire, à tel enseigne que le taux de change continue à maintenir son rythme de volatilité.

1 Pour ne se limiter qu’à ces indicateurs.





Au vu de ce qui précède, une question mérite d’être posée, à savoir : Qu’est-ce qui expliquerait la vélocité du taux de change durant ces 4 dernières années ? A cette question, la littérature économique semble éloquente lorsqu’elle considère que le solde de la balance des paiements serait pour beaucoup dans le déséquilibre des marchés de change des pays en voie de développement (PED). Par contre, d’autres auteurs pensent que le déséquilibre interne entraîne le déséquilibre externe (déficits jumeaux), et donc influe sur le rythme du taux de change (Polak J., 1997). A l’image de ces aspects théoriques, nous cherchons– dans le cadre de cette étude – à tester les effets de déficits internes et externes sur l’évolution du taux de change durant ces quatre dernières années.

Pour mieux identifier la difficulté à combattre, d’une part, nous retenons le crédit à l’Etat et l’inflation comme facteurs explicatifs du déséquilibre interne, susceptibles d’influer sur le taux de change ; et d’autre part, les avoirs extérieurs nets de l’Etat constituent une autre variable retenue dans cette étude pour traduire le déséquilibre extérieur.

Le problème ainsi formulé, notre objectif est celui de montrer le pouvoir explicatif des variables retenues en vue d’orienter la politique de change vers la cible du marché de change ; et par endroit, aider l’autorité monétaire à lisser les fluctuations du taux de change et à accroître les réserves de change.

Les développements qui vont s’en suivre s’articulent sur 2 points : Au premier point, il est fait état des lieux sur les aspects théoriques et l’évolution des variables sous études. Le deuxième point est consacré à l’analyse empirique.

II. Aspects Théoriques et évolution des variables sous-étude en R.D Congo

A. Aspects théoriques

a) Concepts

Le taux de change se définit comme le nombre d’unités de la monnaie nationale nécessaires pour acquérir au moins une unité de la monnaie étrangère (devises), suivant la cotation au certain ou direct (Le dollar américain est exprimé en fonction du franc congolais). Si par contre, le franc congolais s’exprime en fonction du dollar, la cotation sera dite incertaine/directe.

Puisque tous les pays n’ont pas une monnaie unique et qu’ils doivent commercer mutuellement – pour bénéficier des avantages comparatifs – ils sont appelés à convertir leur monnaie nationale contre une autre. Cette opération se réalise en fonction du taux de change sur le marché des changes. Ce dernier est un lieu (planétaire) où s’effectuent des transactions sur les devises/monnaies étrangères et où interviennent principalement des entreprises, des banques et les autorités monétaires/les banques centrales. Ces dernières, pour rééquilibrer la monnaie nationale/ramener le taux de change à un niveau d’équilibre, peuvent intervenir dans le marché de change – en achetant/revendant des devises – ou laisser ce dernier réagir aux lois du marché. Le premier cas correspond au système/régime de change fixe où il est établi une parité officielle au tour de laquelle les cours des monnaies ne doivent pas ou très peu varier. Ce système a prévalu à la suite des accords de Breton Wood, de 1945 à 1971, et est aussi au centre de la construction du système monétaire européen. Dans le second cas, caractéristique du régime de change flexible, les autorités monétaires laissent la liberté au marché à déterminer le cours des monnaies les unes par





rapport aux autres (1). Ce dernier régime est celui en vigueur en République démocratique du Congo depuis le lancement du Programme Intérimaire Renforcé (PIR), en mai 2001.

Par ailleurs, plusieurs types de taux de change sont à relever suivant des critères divers. Il sera alors question de différencier :

Le taux de change bilatéral et multilatéral/effectif : le premier traduit la valeur d’une monnaie nationale par rapport à une et une seule monnaie étrangère. Par contre, le second indique la moyenne pondérée des taux de change nominaux bilatéraux (C’est donc la valeur d’une monnaie par rapport à la moyenne pondérée des valeurs d’un ensemble de monnaies étrangères).

Le taux de change nominal/courant et réel : Ce dernier prend en compte le niveau de prix au sein des pays concernés, alors que le premier ne le considère pas. Ici, une distinction est faite entre le taux de change réel interne, externe et d’équilibre. Ce dernier permet de réaliser simultanément l’équilibre externe et interne d’une économie. Quant au premier, il traduit le rapport entre les prix des biens échangeables et non échangeables; il est la version absolue de la Parité du Pouvoir d’achat/PPA. Par contre, le taux de change réel externe – exprimant la version relative de la PPA – prend en compte le niveau général des prix internes aux pays concernés (C’est aussi le taux de change nominal ajusté par rapport au différentiel du taux d’inflation entre les pays concernés).

Dans le cadre de cette étude, nous allons analyser l’évolution (à forte variation ou volatilité) du taux de change nominal franc congolais-dollar.

b) Théories sur les fluctuations du taux de change

Parmi les objectifs que les autorités monétaires d’un pays s’assignent, dans le cadre de leurs politiques de change, figure le lissage des fluctuations du taux de change. En tant que prix auquel les agents économiques d’un pays échange la monnaie nationale contre les devises/dollar, ce dernier fixe les gains à l’importation/exportation de ces agents, en monnaie nationale. Ainsi, selon que le taux de change varie à la hausse (dépréciation) ou à la baisse (appréciation), il peut s’observer – à l’intérieur d’un pays – des retombées diverses, telles que : le déficit/excédent de la balance des paiements, la baisse des investissements (nationaux et étrangers), l’inflation/déflation, le chômage, l’aggravation de la pauvreté, l’accroissement des déficits publics (si le recouvrement se fait en monnaie nationale et les dépenses en devises), l’accroissement de la dette publique en devises, etc.

S’il a semblé facile aux théories économiques d’identifier les effets des fluctuations du taux de change sur l’économie nationale, remonter aux causes leur paraît plutôt difficile d’autant plus qu’il existe de multiples facteurs qui influent sur la formation du prix d’une devise (Jeremy D., 2007). Parmi ces facteurs, le mouvement des importations/exportations des biens et services et des capitaux est censé influer sur le taux de change à court terme (facteur conjoncturel), alors qu’à long terme, la PPA (Parité de Pouvoir d’achat) détermine de façon pondérée l’évolution du taux de change.

Considérant les facteurs conjoncturels, il est à noter que les théories économiques éprouvent des difficultés à rendre compte des fluctuations du taux de change à court terme. Cela se traduit par des échecs de modèles macroéconomiques quant à la prévision

1 Cependant, les autorités peuvent intervenir sur le marché de change (en régime de change flexible) si elles souhaitent éviter des fluctuations des taux de change de trop grande amplitude.





de l’évolution du taux de change. Comme l’affirmait Meese et Rogoff (1983, 1988) – malgré leur cohérence théorique – les modèles macroéconomiques de taux de change (1) ne permettaient pas de réaliser des meilleures prévisions de court terme qu’un modèle de marche au hasard (2); les anticipations des marchés n’ayant aucun pouvoir prédictif (Cheung et al., 2003).

A la suite de ces modèles se sont développées les théories du taux de change d’équilibre. Celles-ci se limitent à calculer un taux de change d’équilibre de long terme permettant la réalisation simultanée de l’équilibre interne (taux de chômage d’équilibre) et externe (position extérieure nette stable). Toutefois, elles n’explicitent pas la dynamique d’ajustement du taux de change et n’assurent pas sa prévision ainsi que la coordination des politiques économiques. Ce dernier aspect a orienté les économistes à construire des modèles macroéconomiques dynamiques susceptibles d’assurer la coordination des politiques économiques et d’effectuer des bonnes prévisions. Dans ces modèles, le taux de change de long terme assure l’équilibre externe ; la dynamique de moyen terme dépend des ajustements de la boucle prix-salaire et du stock d’actifs extérieurs ; le taux de change sur-réagit à court terme.

Somme toute, suivant que le marché des changes est fixe ou flexible, il ressort de ces théories que les fluctuations du taux de change sont fonction entre autres des éléments ci-après : l’offre et la demande des devises, le taux d’intérêt, le niveau général des prix domestiques et internationaux, les importations et les exportations, la masse monétaire, le crédit à l’Etat, la position extérieure nette d’un pays, les rigidités réelles et nominales, la politique économique, les anticipations des agents économiques, etc. (Baldwin et Krugman, 1989 ; Bourgain A. et Lelièvre V., 1996 et Bouveret A. et Sterdyniak H., 2005).

Certains auteurs justifient plutôt les fluctuations du taux de change par bien d’autres changements structurels. C’est le cas de Gente Karine qui trouve une relation entre la transition démographique/taux de croissance démographique et les variations du taux de change. Il montre, dans une structure élémentaire à générations imbriquées, qu’il existe une relation décroissante entre le taux de change réel et le taux de natalité. il ajoute que, dans un cadre d’équilibre général, la réduction du taux de natalité constitue une explication alternative à l’appréciation du taux de change réel, lorsque l’analyse de Balassa-Samuelson ne s’applique plus; avec l’hypothèse que l’économie est contrainte sur le marché international des capitaux.

D’autres auteurs, par contre, associent les fluctuations du taux de change aux déficits internes qui causent le déficit externe. Ainsi, le modèle de Polak (1997) paraît plus éloquent d’autant plus qu’il justifie les dépréciations des taux de change des pays en développement (PED) par des forts concours de plus en plus croissant à l’Etat. Selon Polak, pour assurer la stabilité des prix et accroître les réserves de change dans ces pays, les autorités monétaires doivent réduire les crédits à l’Etat.

1 Notamment, les modèles monétaristes à prix flexibles ; le modèle de Dornbusch à prix rigides ; et, les modèles patrimoniaux ou de portefeuille qui incorporent les stocks d’actifs. Ces modèles font l’hypothèse que, durant la trajectoire, les agents financiers anticipent parfaitement le taux de change (Benassy et Stedyniak, 1992). 2 Ce modèle prédit que le taux de change de demain sera le taux de change d’aujourd’hui.





Si l’on considère le cas de la R.D.Congo, l’évolution du taux de change franc congolais-dollar a fait l’objet de plusieurs investigations récemment. En voici quelques-unes :

Kima N. (1997) aboutit aux résultats selon lesquels une croissance monétaire de 100% entraîne une inflation de 86% et une dépréciation de 96% du franc congolais face au dollar américain en terme réel.

Nzolani M. (1999) fait observer que la masse monétaire, le taux de change passé ou décalé d’une période et l’offre des devises expliquent significativement le comportement du taux de change en RD Congo, de 1990 à 1998.

Katshingu R. (2001) pense que la volatilité du taux de change, qui accentue la dollarisation, aggrave la pauvreté en RD Congo ;

Luyinduladio M. (2008) montre que les innovations sur le taux de change entraînent une réponse véloce sur l’indice des prix à la consommation et l’indice des prix de l’essence, de 2002 à 2007. Il fait constater aussi une double causalité entre les deux premières variables (les variations du taux de change et celles de l’indice de prix à la consommation, p.8).

Mutombo M. et Mwana N. (2009) estiment que la monétisation des déficits publics serait à l’origine d’une croissance monétaire en valeur nominale supérieure à 675%, à tel enseigne que l’inflation – qui en est la conséquence directe – influencerait le taux de change (dépréciation) et le taux d’intérêt.

Sasse K. (2011) se sert d’un modèle EGARCH-M pour montrer que le niveau des taux d’inflation n’explique pas celui de la dollarisation, et que c’est plutôt l’incertitude due à l’inflation ainsi que la volatilité associée à la dollarisation qui déterminent la forte désirabilité des devises étrangères observées en RDC.

Au vu de ces investigations et considérant la volatilité du taux de change observée en RDC au cours de ces quatre dernières années, une question mérite d’être posée : Quels en sont les facteurs explicatifs et comment y remédier ? Nous tenterons d’y apporter quelques éléments de réponse dans ce travail. Du moins, il est à relever de ces aspects théoriques et empiriques les relations suivantes : (i) Les crédits à l’Etat exercent une influence positive sur le taux de change (tout accroissement des crédits à l’Etat conduit à la dépréciation de la monnaie nationale vis-à-vis des devises) ; (ii) L’inflation influe positivement sur le taux de change (la relation est directe tel qu’à une hausse du taux d’inflation correspond une dépréciation de la monnaie nationale par rapport aux devises) ; (iii) Les avoirs extérieurs nets de l’Etat influent directement sur le taux de change (toute hausse ou baisse des réserves de change se traduit par une appréciation ou une dépréciation).





B. Evolution du taux de change, des crédits à l’Etat, du taux d’inflation et des avoirs extérieurs nets en RDC

1) Evolution du taux de change

Si les autorités monétaires ont pu maîtriser l’inflation à des niveaux relativement bas, il n’en est pas le cas pour le taux de change qui – malgré les réformes engagées lors de l’application du PIR et du PEG I – se singularise par une volatilité dans son évolution. En effet, le système de change fixe qui caractérisait le marché de change congolais avant les réformes s’est manifesté fragile, laissant lire des forts creux dans les différentiels des taux de change. A titre illustratif, au moment des réformes, le taux de change officiel était de 50 Fc pour 1$US contre 350 Fc pour 1$US sur le marché parallèle ; ainsi, le différentiel à combler était de 300Fc/soit 700% d’augmentation (Katshingu R., 2001). A la suite de ces réformes, la situation sur le marché de change devrait s’améliorer – conformément aux attentes des autorités politiques – mais la réalité traduit le contraire. Car, de 200 $ à la mi-juillet 2001, le taux de change est passé à 441 Fc ; 503 Fc ; 640 Fc ; 903 Fc et 915Fc, respectivement au cours des années 2004 ; 2006 ; 2008 ; 2009 et 2010. Voyons à l’aide d’un graphique à quoi ressemble l’évolution mensuelle du taux de change au cours des quatre dernières années (2007, 2008, 2009 et 2010).

Les graphiques ci-haut illustrent la variabilité du taux de change, soit l’évolution mensuelle du taux de change (à gauche) et l’évolution de l’écart-type moyen du taux de change mensuel (à droite).

La figure à gauche laisse lire une forte variabilité du taux de change franc congolais – dollar, surtout durant les années 2008 et 2009. Signalons qu’au cours de cette période, la crise financière internationale – qui tire sa source de l’effondrement boursier aux USA – a aggravé le déficit de la balance des paiements du pays, suite à la baisse des cours des matières de base et à la hausse des prix des produits alimentaires d’importation, avec comme corollaire : la baisse de l’activité économique, la suppression de près de 300.000 emplois, la baisse des recettes fiscales, les dépréciations du taux de change, etc. La même allure est observée lorsque l’on considère la variation relative du franc congolais par

rapport au dollar(1) .

1 Voir Condensés mensuels et rapports annuels BCC, de 2007 à 2010.

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2007 2008 2009 2010

TXC

Variation du Franc congolais par rapport au dollar/USD





2) Evolution des crédits à l’Etat

Deux raisons expliquent essentiellement le recourt de l’Etat congolais au financement de la banque centrale : son déficit budgétaire permanent devenu même structurel et le décalage entre le temps de recouvrement de ses recettes et celui d’exécution de ses dépenses. La première raison l’emporte sur la seconde ; car, l’Etat congolais souffre – depuis des années – d’une montée en spiral de ses dépenses (le plus souvent au profit des dépenses dites de « souveraineté »). La figure n°2 suivante illustre l’évolution des crédits à l’Etat durant les quatre dernières années.

L’on constate ici que les concours au trésor se sont accrus durant l’an 2009. Cela se justifie par le fait que l’Etat congolais devait plus intervenir dans la sphère économique pendant cette année, contraire à d’autres années, pour alléger les risques de récession de l’économie congolaise. Il s’en suit que les crédits à l’Etat sont globalement haussiers durant toute la période considérée – suite au déficit public devenu structurel – malgré la baisse significative enregistrée au 1er trimestre en 2010 (elle est justifiée par l’amélioration de la situation économique internationale : hausse des cours des matières premières,…).

3) Evolutions du taux d’inflation

Des études plus anciennes et récentes sur les déterminants de l’inflation en RD Congo restent presque toutes unanimes quant aux effets de la masse monétaire sur celle-là (Kalonji N., 1981). Il va s’en dire qu’à la suite de la montée des crédits à l’Etat, avec comme corollaire l’accroissement de la masse monétaire, la réponse de l’inflation serait véloce dans le même sens. Au cours de ces quatre dernières années, celle-ci a évolué comme suit :

L’on constate toujours que l’année 2009 est plus frappante par ses pics. Ici, comme pour d’autres variables, la crise financière est plus explicative que d’autres facteurs comme la masse monétaire.

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I II III IV I II III IV I II III IV I II III IV

2007 2008 2009 2010

TIEvolution mensuelle du taux d'inflation





4) Evolution des avoirs extérieurs nets/AEN

Durant la période sous étude, les avoirs de l’Etat congolais nets de ses engagements ont baissés considérablement, et cela au prix de l’instabilité des prix. En effet, les crédits à l’Etat croissant, la baisse des AEN se justifie étant donné le déficit extérieur (Polak, 1997). Et, une fois de plus, la situation s’est empirée au cours de l’année 2009 – illustrée par la figure ci-dessous – suite à la crise financière (pendant cette période, les engagements de l’Etat congolais ont accrus ; ce dernier bénéficiant de plus en plus de l’assistance financière du FMI et de la banque mondiale). L’on constatera aussi que les réserves de change/AEN ont accrues en 2010, grâce surtout à la rentabilité/reprise de l’activité internationale.

III. Analyse empirique de la relation taux de change (TE), crédits à l’Etat (CG), taux d’inflation (TI) et avoirs extérieurs nets (AEN) en RDC

1) Méthodologie

Pour ce qui est des relations monnaie – prix – taux de change, la théorie économique se prononce de plus en plus. Il semble beaucoup plus évident que les variations du taux de change soient corrélées, du moins à court terme, à celles de la masse monétaire plutôt qu’à celles des prix, prix et taux de change s’alignant ainsi à long terme (Bofoya K., 2010). Il s’en suit qu’en période d’hyperinflation, les tendances précédentes peuvent se trouver inverser. Pour notre cas, où nous cherchons à analyser les relations monnaie – prix – avoirs extérieurs nets – taux de change, le test de causalité tient lieu. Ce dernier est d’autant plus important qu’il permet d’établir les liens d’interdépendance entre les variables ; déterminant ainsi laquelle d’elles est la cause et la quelle est l’effet. Pour ce faire, l’on recourt traditionnellement à deux tests : celui de SIMS (1980) et celui de GRANGER (1969).

La causalité au sens de SIMS permet à la politique économique de capter les anticipations des agents économiques. Elle stipule qu’une variable P cause Q si les valeurs futures de P rendent compte des valeurs présentes de Q.

Par contre, si la prédictibilité de Q – faites à partir de ses valeurs passées – est améliorée lorsque l’on incorpore les valeurs passées de P, alors P cause Q au sens de GRANGER. Le cas de causalité bidirectionnelle/feedback effect peut être observé si les deux variables connaissent des chocs d’une même source. Ce test est couramment utilisé en sciences économiques d’autant plus que l’information passée relative à P est connue en avance. A ce titre, nous allons recourir au test de causalité de Granger qui va consister à tester des restrictions sur les coefficients du modèle VAR (Vecteur autorégressif) que nous

-400,000

-200,000

0

200,000

400,000

600,000

800,000


2007 2008 2009 2010

AENEvolution des avoirs extérieurs nets





retenons pour cette étude. Ce modèle justifie son choix en ce qu’il permet de mieux saisir les interdépendances entre les variables dans leur dynamique de long terme, à travers des fonctions de réponse impulsionnelle.

Théoriquement, si l’on se propose d’étudier la causalité entre 2 variables, le modèle VAR se présente sous la forme suivante :

[𝑄𝑡𝑃𝑡] = [

𝑎0𝑏0] + [

𝑎1𝑏1] [𝑄𝑡−1𝑃𝑡−1

] + [𝑎2𝑏2] [𝑄𝑡−2𝑃𝑡−2

] + ⋯+ [𝑎𝑘𝑏𝑘] [𝑄𝑡−𝑘𝑃𝑡−𝑘

] + [𝜀𝑡𝜔𝑡]

Ce modèle tel que spécifié dans notre étude s’écrit comme suit (1) :

[𝑉𝑇𝐸𝑡𝑇𝐼𝑡

] = [𝑎0𝑏0] + [

𝑎1𝑏1] [𝑉𝑇𝐸𝑡−1𝑇𝐼𝑡−1

] + [𝑎2𝑏2] [𝑉𝑇𝐸𝑡−2𝑇𝐼𝑡−2

] + [𝜀𝑡𝜔𝑡]

2) Données

Notre analyse porte sur des données mensuelles, allant de janvier 2007 au mois de décembre 2010, extraites des condensés des informations statistiques mensuelles et des bulletins d’informations hebdomadaires, ainsi que des différents rapports mensuels de la Banque centrale du Congo. Notons aussi que toutes les variables en terme absolue sont évaluées en dollar USD, et que la vélocité du taux de change est saisie par l’écart-type moyen. Nous désignons par :

VTE : la variabilité/Vélocité du taux de change (il s’agit du taux de change parallèle ou du marché) ;

AEN : Les Avoirs Extérieurs Nets ;

CG : Les concours à l’Etat ;

TI : Le taux d’inflation

L : Symbole du logarithme, ex : LAEN : log(AEN)

D : Opérateur de différence, ex : DLAEN : AEN – AEN(-1)

3) Résultats et interprétations

L’estimation de notre modèle Vectoriel Autorégressif a porté sur les données stationnaires différenciées d’ordre 1 (étant donné que toutes les séries étaient non stationnaires à niveau, du type Differencing Stationnary/DS). Grâce à la différence première, nous avons rejeté l’hypothèse nulle – pour toutes les séries – qui stipule que la série contient une racine unitaire (soit, elle est non stationnaire). Nous présentons ci-dessous les résultats issus du test de la racine unitaire (le test est celui de Dickey Fuller Augmenté/ADF qui prend en compte l’éventuelle autocorrélation des erreurs).

1 Pour estimer ce modèle, la démarche est la suivante : (i) L’étude de la stationnarité des séries ; (ii) La détermination du lag optimal ; (iii) L’estimation du modèle VAR ; (iv) Le test de causalité ; (v) L’étude de la dynamique du VAR. Signalons que le retard optimal pour nos séries est 2, raison pour la quelle notre modèle VAR est d’ordre 2.





a) Les résultats issus de tests de racine unitaire sur les séries se présentent comme suit :

Valeurs critiques de Mackinnon au seuil de

1% 5%

VTE -1.385279 -4.175640 -3.513075

DLVTE -5.866062 -4.198503 -3.523623

AEN -0.528952 -4.180911 -3.515523

DLAEN -5.205847 -4.211868 -3.529758

TI -1.806851 -4.165756 -3.508508

DLTI -5.880376 -4.170583 -3.510740

CG -2.687451 -4.165756 -3.508508

DLCG -8.173854 -4.180911 -3.515523 -3.188259

Variables t-stat 10%

-3.186854

-3.192902

-3.188259

-3.196411

-3.184230

-3.185512

-3.184230

Ce tableau renseigne bien que les séries sont non stationnaires à niveau, au départ, et deviennent stationnaires après une seule différenciation. L’évolution graphique (ci-dessous) des variables différenciées au premier degré illustre aussi la stationnarité.

b) Les résultats issus du test de causalité de GRANGER sont les suivants :

-6

-4

-2

0

2

4

6


2007 2008 2009 2010

DLVTE DLAEN

DLCG DLTI

Evolution des variables sous études en différence 1ère

Pairwise Granger Causality Tests Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob. DLAEN does not Granger Cause DLVTE 45 0.23237 0.7937

DLVTE does not Granger Cause DLAEN 0.10738 0.8984 DLTI does not Granger Cause DLVTE 45 2.60498 0.0864

DLVTE does not Granger Cause DLTI 0.37816 0.6875 DLCG does not Granger Cause DLVTE 45 0.05267 0.9488

DLVTE does not Granger Cause DLCG 0.10600 0.8997 DLTI does not Granger Cause DLAEN 45 0.09009 0.9140

DLAEN does not Granger Cause DLTI 0.03261 0.9679 DLCG does not Granger Cause DLAEN 45 0.46029 0.6344

DLAEN does not Granger Cause DLCG 2.62806 0.0847 DLCG does not Granger Cause DLTI 45 0.12320 0.8844

DLTI does not Granger Cause DLCG 0.82124 0.4472





L’une des spécificités du modèle VAR, c’est qu’il permet d’étudier les impacts et causalités entre les variables en relation. Rappelons qu’au sens de Granger – comme nous l’avions signifié ci-haut – une variable « J » cause « K » si la prise en compte des valeurs passées de J contribue mieux à expliquer les valeurs présentes de K que ne le font ses seules valeurs passées. Autrement, si la connaissance du passé de J améliore la prévision de K. Ainsi, pour déterminer le sens de causalité entre les variables sous-étude, nous allons tester l’hypothèse nulle (H0) selon laquelle J ne cause pas K au sens de Granger. Cette hypothèse est validée si la probabilité associée à la statistique de Fisher est > 5%. Au cas contraire – si cette probabilité est< 5% – nous rejetons H0, et nous disons que J cause K (donc K ne cause pas J). Dans notre cas, l’on ne constate aucune causalité entre les variables, au seuil de 5%, selon que celles-ci sont prises en différence première.

Par ailleurs, si l’on réfléchit sur les séries différenciées d’ordre 2, il apparait que seule la variation du taux d’inflation cause la vélocité du taux de change pendant la période sous étude. Différencier les séries à un ordre supérieur à 1 (2 dans notre cas) nous a permis de déceler une seule causalité, mais c’est au prix de la perte des informations sur les séries pouvant parfois biaiser ou rendre difficile l’interprétation. La dite causalité se présente comme suit :

Null Hypothesis: Obs F-Statistic Prob.

DDLTI does not Granger Cause DDLVTE 44 6.28422 0.0043

DDLVTE does not Granger Cause DDLTI 0.04180 0.9591

Il est à constater de ce tableau que l’hypothèse nulle, à savoir « le taux d’inflation ne cause pas la vélocité du taux de change », est rejetée au profit de l’alternative selon laquelle la volatilité du taux de change est causée par la variation du taux d’inflation. Cette dernière conclusion corrobore les résultats qui ressortent de l’étude de LUYINDULADIO, à la seule différence que celui-ci aurait trouvé une double causalité entre la variation de l’indice des prix à la consommation et celle du taux de change (de 2000 à 2007), pendant que nous constatons un sens de causalité unidirectionnel du taux d’inflation au taux de change dans cette étude (de 2007 à 2010).

Il est question par la suite d’étudier la dynamique de notre VAR. Avant tout, il est indispensable de passer en revue quelques tests sur les résidus pour juger de la validité de notre modèle (Diagnostics du VAR). Limitons-nous aux 3 tests suivants :

c) Test de stabilité des paramètres

L’on observe que les racines de notre modèle VAR sont à l’intérieur du cercle unitaire (les valeurs propres sont à l’extérieur), ce qui conduit à dire que les paramètres du modèle sont stables. Le sens de causalité entre les variables du modèle étant identifié, et étant donné la stabilité des paramètres, présentons à présent les impacts (réactions) des variables retenues aux chocs ou innovations (C’est la dynamique du VAR).

-1.5

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5

Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial





d) Fonction de réponse impulsionnelle

Celle-ci va nous permettre de saisir la réaction du taux de change à la suite de la variation du taux d’inflation. Cette fonction se présente graphiquement comme suit :

La première figure – celle qui nous intéresse plus – indique qu’aux variations du taux d’inflation correspondent des réactions fidèles/dans le même sens du taux de change. Ce dernier baisse substantiellement les 3 trois premiers mois avec le taux d’inflation, puis augmente à partir du 4ème mois avec celui-ci pour baisser faiblement à partir du 7ème mois suivant, avant qu’ils ne se stabilisent/atteignent leurs points de départ au 9ème mois.

e) Fonction de décomposition de la variance de DDLVTE

Period DDLVTE DDLTI 1 100.0000 0.000000

2 82.23054 17.76946

3 83.10552 16.89448

4 78.37279 21.62721

5 78.52753 21.47247

6 77.61707 22.38293

7 77.66184 22.33816

8 77.51559 22.48441

9 77.46390 22.53610

10 77.45020 22.54980

A la question de savoir de combien de % la variation du taux d’inflation cause la volatilité du taux de change, la fonction de la décomposition de la variance nous apporte des éléments de réponse. Si l’on considère une période de 3 mois, il apparaît que 18% seulement de la volatilité du taux de change est expliquée par les innovations sur le taux d’inflation (nous disons que le taux de change réagit moins significativement aux variations du taux d’inflation malgré la causalité).

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

.5

.6

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

DDLVTE DDLTI

Response of DDLVTE to Cholesky

One S.D. Innovations

-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

DDLVTE DDLTI

Response of DDLTI to Cholesky

One S.D. Innovations





IV. Conclusion et Suggestions

Cette étude, qui n’est qu’une contribution à l’explication de la vélocité du taux de change en R.D Congo, a consisté à vérifier la causalité entre le taux de change et un vecteur des variables telles que les Avoirs de l’Etat nets de ses engagements ; le taux d’inflation et le concours au trésor/crédit à l’Etat. Ces variables ont été retenues en fonction de leur significativité quant à l’explication des fluctuations observées dans l’évolution du taux de change, partant des différentes études théoriques et empiriques. Ce travail est organisé en deux grandes parties, la première présentant les aspects théoriques/empiriques relatifs à notre sujet et l’évolution des variables retenues, et la seconde portant sur l’analyse empirique de la relation vélocité du taux de change et variation du taux d’inflation.

Notre analyse part du constat selon lequel en dépit des multiples interventions des autorités politiques du pays sur le marché de change (surtout pour ces 4 dernières années), le taux de change maintient son rythme versatile en R.D.C. Cherchant à identifier les facteurs à la base de la volatilité du taux de change en vue d’orienter la politique de change vers la cible du marché de change, cette étude avait pour but d’aider l’autorité monétaire à lisser les fluctuations du taux de change et à accroître les réserves de change. Pour ce faire, nous avons fait recours à la modélisation VAR pour déterminer le sens de causalité entre les variables sous études et saisir les impacts des unes sur les autres.

Ainsi, les résultats après estimation attestent une causalité unidirectionnelle du taux d’inflation au taux de change. En effet, l’on est parvenu à montrer que la variation du taux d’inflation est la cause de la volatilité du taux de change en R.D.C – du moins de 2007 à 2010 – bien que la décomposition de la variance nous renseigne sur la faible significativité de celui-là. Il est trouvé qu’aux variations du taux d’inflation correspondent des réactions fidèles/dans le même sens du taux de change. Ce dernier baisse substantiellement les 3 premiers mois avec le taux d’inflation, puis augmente à partir du 4ème mois avec celui-ci pour baisser faiblement à partir du 7ème mois suivant, avant qu’ils ne se stabilisent/atteignent leurs points de départ au 9ème mois (tel qu’il relève de la fonction de réponse impulsionnelle du taux de change aux chocs/innovations sur le taux d’inflation). Partant de cette investigation, les suggestions suivantes tiennent lieu : (i) Déterminer/faire respecter le plafond de concours au trésor ; (ii) Amincir les dépenses de « souveraineté » ; (iii) Réorienter les IDEE dans les secteurs de production des biens capitaux et de consommation de masse (relever la classe locale moyenne d’affaires) ; (iv) Contrôler le marché de change en réorganisant le système financier et bancaire (Rendre le crédit accessible aux congolais en monnaie nationale) ; (v) Mettre en place un système de contrôle des flux des capitaux étrangers.





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