«HETEROGENEITE DE LA CAUSALITE EPARGNE-INVESTISSEMENT EN ZONE UEMOA 1 ET IMPLICATIONS POUR LA COORDINATION BUDGETAIRE» 2

Transcription

1 «HETEROGENEITE DE LA CAUSALITE EPARGNE-INVESTISSEMENT EN ZONE UEMOA 1 ET IMPLICATIONS POUR LA COORDINATION BUDGETAIRE» 2 Par Christian Lambert NGUENA 3 Université de Yaoundé II-Soa, Cameroun RESEARCH PAPER PRESENTED AT: The third Annual Conference for Regional Integration in West Africa (ACRIA 3) Them: Policy Coordination for Regional Integration in West Africa Dakar Senegal, July 4-6, 2012 Abstract: Monetary unions are characterized by contemporary institutional arrangements that entrust monetary policy to a supranational while fiscal policies are framed by standards imposed on the budget deficit. Limits on public deficits are usually justified by the idea that government deficits reduce national savings, which ultimately reduces domestic investment and economic growth. However, this idea that domestic savings must necessarily increase if investment increases can not be taken for granted. Moreover, it is possible that within the union, countries reveal different saving-investment causality, which is capable of rendering considerable credibility and effectiveness of budgetary rules of prohibition systematic government deficits as a means revitalize investment. This study raises the question of domestic savings-investment causality in the WAEMU zone. It was determined in each country from a methodology based on analyzes of cointegration vector representations leading to error correction. The existence of a causal heterogeneity in savings-investment in the WAEMU zone then leads to consider a new model of fiscal coordination incorporating this heterogeneity, including the adoption of a new standard more flexible budget based on a structural balance out public investment. Keywords: monetary union, savings-investment causality, heterogeneity, fiscal coordination. Jel classification: C51; C59; E62; F43; H50; O40. Résumé: Les unions monétaires contemporaines sont caractérisées par des arrangements institutionnels qui confient la politique monétaire à une entité supranationale tandis que les politiques budgétaires sont encadrées par des normes imposées sur le déficit budgétaire. Les limites imposées aux déficits publics sont généralement justifiées par l idée que les déficits publics réduisent l épargne nationale, ce qui finalement réduit l investissement intérieur et la croissance économique. Cependant, cette idée que l épargne domestique doit nécessairement s accroître pour que l investissement augmente ne saurait être prise pour argent comptant. Par ailleurs, il est possible qu au sein de l union, les pays révèlent des causalités épargne-investissement différentes, ce qui est susceptible d entacher considérablement la crédibilité et l efficacité des règles budgétaires de prohibition systématique des déficits publics comme moyen de revitaliser l investissement. Cette étude pose le problème de la causalité épargne-investissement domestique dans la zone UEMOA. Elle a été déterminée dans chaque pays à partir d une méthodologie axée sur les analyses de cointégration débouchant sur des représentations vectorielles à correction d erreur. L existence d une hétérogénéité dans la causalité épargne-investissement en zone UEMOA conduit alors à réfléchir sur un nouveau modèle de coordination budgétaire intégrant cette hétérogénéité, notamment, l adoption d une nouvelle norme budgétaire plus souple basée sur un solde structurel hors investissements publics. Mots clés : union monétaire, causalité épargne-investissement, hétérogénéité, coordination budgétaire. Jel classification : C51; C59; E62; F43; H50; O Introduction La relation qu entretient l épargne domestique avec l investissement est l une des plus grandes controverses en macroéconomie. Au cœur du débat, c est la question du sens de 1 Union Economique et Monétaire Ouest Africaine. 2 English: Heterogeneity of Saving-Investment Causality in WAEMU Zone and Fiscal Coordination Implication. 3 Courriel : clanguena@yahoo.fr; Tel : + (237)

2 causalité qui, s exerce entre ces deux variables qui est posée. Est-ce l épargne qui cause l investissement ou est-ce l investissement qui cause l épargne? Autant la théorie du taux de chômage naturel a été la question centrale dans les études sur la politique monétaire, la question de la causalité entre l épargne et l investissement domestiques est quant à elle décisive pour la politique budgétaire. En effet, la signification économique des déficits publics est communément construite autour des effets négatifs qu ils ont sur le volume d épargne domestique, et finalement sur la formation du capital. Derrière cette interprétation des déficits publics se trouve l idée que l épargne domestique cause systématiquement l investissement intérieur; Les déficits publics correspondent alors à une désépargne du secteur public, qui a pour effet de réduire l épargne domestique qui à son tour, va réduire l investissement. C est ce point de vue qui justifie généralement les choix pour des politiques d austérité budgétaire ou pour l équilibre inter temporel des budgets dans les pays en développement en proie à des difficultés budgétaires importantes aux conséquences reconnues au niveau de leurs paiements extérieurs. Si à contrario, c est l investissement qui cause l épargne, les politiques d abstinence à la fois de la part du gouvernement que du secteur privé ne sont plus nécessaires et peuvent plutôt avoir des conséquences déflationnistes. Ce qui importe alors c est l accroissement de la dépense d investissement aux effets multiplicateurs que l on lui reconnaît. Il en ressort ainsi que la politique budgétaire appropriée pour une économie donnée devrait être dessinée selon le sens de causalité qui s exerce entre l épargne et l investissement, et cela nécessite par ailleurs une détermination empirique de la causalité étant donnée l indétermination théorique qui existe à ce propos. Transposée aux cas particuliers des unions monétaires, l intérêt de l analyse de la causalité épargne-investissement s en trouve décuplé. En effet, l intérêt pour l étude des unions monétaires, précisément leur efficacité, est devenu croissant avec l unification européenne. De cette unification, sont sortis plusieurs arrangements institutionnels à volets budgétaire comme monétaire. La politique monétaire a été confiée à une entité supranationale et indépendante des pressions politiques, la Banque centrale européenne, quand la politique budgétaire est restée du ressort des autorités nationales. Cependant, la définition d un critère budgétaire communautaire encadrant les dépenses publiques au sein de l UE lie davantage les mains des autorités publiques des différents pays. Un plafond a ainsi été imposé aux déficits publics qui ne doivent excéder 3% du PIB. Selon plusieurs auteurs (Palley, 1996 ; Alexiou, 2004) en effet, la définition de ce critère dit de convergence budgétaire en union monétaire traduit l émergence d un consensus néolibéral qui avance que seuls des budgets équilibrés ou en surplus sont les clés pour revitaliser l investissement domestique, car les déficits publics absorbent l épargne nationale qui était destinée à l investissement et augmente de ce fait les taux d intérêt. Tout se passe donc comme si la causalité épargne-investissement était systématique et faisait l objet d un consensus, plus précisément, qu elle s exercerait systématiquement de l épargne vers l investissement. L union monétaire est un regroupement de plusieurs pays à économies souvent structurellement et/ou conjoncturellement différentes qui partagent une même monnaie et s efforcent de coordonner leurs politiques. Il est donc probable que le degré d hétérogénéité structurelle (structures productives, marchés du travail et structures financières) entre pays demeure bien longtemps après l unification par rapport aux hétérogénéités de conjonctures qui devraient en principe s estomper avec le temps. Il vient que la spécificité de chaque économie peut donc révéler des causalités épargne-investissement variables d un pays à un autre au sein de l union monétaire, remettant de ce fait en cause la règle budgétaire communautaire de prohibition systématique des déficits publics qui n est en définitive efficace que si tous les pays présentent des causalités similaires dans le sens de l épargne intérieure vers l investissement intérieur. En présence d hétérogénéité de causalité épargneinvestissement, la règle budgétaire communautaire devient semblable à un choc asymétrique frappant les pays membres. Etant donnée qu elle permet l accroissement de l épargne 2

3 domestique, elle sera vertueuse uniquement dans les pays de l union ayant révélé une causalité de l épargne vers l investissement. Dans les autres pays ne révélant pas une telle causalité, cette règle aura des conséquences récessives. C est pourquoi l analyse empirique de la causalité épargne-investissement devient importante dans le contexte d une union monétaire comme la zone UEMOA à architecture institutionnelle relativement proche de celle de l UE et qui pourrait elle aussi présenter des hétérogénéités que les arrangements actuels auraient bien de la peine à gérer. L objet du présent article est d analyser la relation qu entretient l épargne avec l investissement en zone UEMOA. Plus spécifiquement, il s agit de (i) déterminer le sens de causalité dans chaque pays entre l épargne et l investissement domestiques et (ii) saisir les principales implications en matière de coordination budgétaire dans cette union monétaire. Le reste de l article est organisé de la manière suivante : la deuxième section présente une brève revue de la littérature des principales contributions théoriques et empiriques sur la relation épargne-investissement. La section 3 présente la méthodologie. La section 4 présente les données ainsi que les résultats obtenus. La section 5 s intéresse aux implications de politiques économiques. 2. Quelques éléments de littérature. L indétermination théorique du sens de causalité entre épargne et investissement : La relation épargne-investissement est généralement connue sur le plan théorique à travers les divergences de points de vue qui opposent les économistes notamment sur le sens de la causalité qui prévaut. Pour les économistes dits Classiques et néoclassiques, le taux d intérêt sur le marché des fonds prêtables équilibre l épargne et l investissement. Par ailleurs, d après les analyses traditionnelles du lien entre la finance et le développement économique, l épargne est la pré-condition de l investissement productif et de la croissance économique, donc du développement économique (Gurley et Shaw, 1956 ; Goldsmith, 1969). Pour ces auteurs, la principale contribution du système financier à la croissance économique repose sur le fait que ce dernier permet d assurer le fonctionnement d un système de paiement efficace et évolutif, qui mobilise l épargne et améliorent son affectation à l investissement grâce aux taux d intérêt réels positifs. L hypothèse d épargne préalable est également présente dans les modèles de la libéralisation financière développés par Mckinnon (1973) et Shaw (1973). Ces modèles estiment qu on peut accroître le niveau de l investissement interne en stimulant l accumulation de l épargne interne grâce aux taux d intérêt réels positifs et une incitation à la concurrence entre les institutions de financement. Bencivenga et Smith (1991) ont également montré que les intermédiaires financiers, par l allocation de l épargne aux actifs peu liquides, et par la réduction de la liquidation prématurée d investissements rentables, amélioreraient la productivité du capital, et stimulaient donc la croissance économique. L analyse de Keynes (1936) propose quant à elle, le renversement de la causalité qui, traditionnellement va de l épargne vers l investissement. Cette nouvelle conception de la causalité du lien entre l épargne et l investissement développée par Keynes et reprise de manière plus précise par les thèses post-keynésiennes (Godley et Cripps, 1985 ; Sodokin, 2004) offre théoriquement, une approche alternative du rôle de l épargne, et des institutions financières pour le développement économique. Dans une perspective post-keynésienne, la «finance» précède l «épargne» dans le processus du financement de l investissement productif. Grâce à un processus de multiplication des revenus initié par l investissement, il se crée en définitive une épargne au sein de l économie. Blecker (1997) va plus loin en précisant que, la conception traditionnelle selon laquelle l épargne tend généralement à précéder l investissement peut être remise en cause pour deux raisons. La première raison est que les politiques économiques qui visent systématiquement l augmentation du taux d épargne domestique peuvent à contrario déprimer l investissement, car elles ont pour effet immédiat de réduire considérablement la demande globale. La 3

4 deuxième raison est celle d une réinterprétation du rôle de l épargne domestique en cas de mobilité internationale des capitaux relativement forte. En effet, Blecker (1997) accessoirement, mais surtout Feldstein et Horioka (1980) principalement, ont montré qu en cas de mobilité internationale des capitaux, l épargne va se diriger vers les régions du globe qui offrent un rendement plus intéressant que le rendement domestique de l épargne. Il s en suit que l association entre épargne domestique et investissement domestique sera d autant plus forte que la mobilité des capitaux ou l intégration économique est faible. D autres auteurs partagent également le point de vue selon lequel l investissement précèderait l épargne dans le processus de création et de multiplication des revenus. Skott (1989), emboîtant le pas des keynésiens, considère ainsi l investissement comme la variable clé. Son argument est que les firmes décident d abord du niveau d investissement à réaliser, puis par la suite, le revenu et l épargne s ajustent en conséquence. Pour Gordon (1995) comme pour Harcourt et Spajic (1998), la causalité dans les faits, s exerce de l investissement vers l épargne. Indétermination renforcée au niveau de la Comptabilité nationale : Dans économie ouverte, il y a quatre utilisations possibles des biens et services produits. L identité du revenu national exprime ces quatre composantes du produit intérieur brut (PIB). Y = C + I + G + EXn. avec Y, le PIB, C, la consommation privée, I est l investissement total, G est la consommation gouvernementale et EXn représente les exportations nettes de biens et services, obtenues par la différence des exportations de biens et services et les importations de même nature. Selon cette équation (en fait cette égalité purement comptable), la dépense intérieure, c est-à-dire la dépense effectuée sur le territoire national, est la somme de la consommation, de l investissement, des dépenses publiques et des exportations nettes. Cette égalité montre les liaisons entre production et dépenses sur le territoire national. En modifiant les positions de certaines variables de l équation, nous obtenons successivement : Y C G = I + EXn. Or nous savons que l épargne intérieure n est autre que Y C G. Ainsi, S = I + EXn. En soustrayant I des deux membres de l équation, l identité comptable du revenu national se réécrit : S I = EXn. Cette présentation de l identité comptable du revenu national montre que les exportations nettes d une économie doivent toujours être égales à la différence entre son épargne et son investissement. En désagrégeant l épargne domestique en épargne privée (S p ) et publique (S g ), nous obtenons : I = S p + S g Exn En raisonnant à partir de cette identité comptable, en fin de période, l investissement augmente seulement quant les deux composantes de l épargne domestique augmentent. Mais il est extrêmement important de souligner que cette identité comptable est purement informative. Elle nous enseigne uniquement que l investissement domestique est égal à la somme de l épargne privée et publique nette du solde courant, et non sur une quelconque relation de causalité entre les variables. 4

5 L épargne totale au sein de l économie est en effet la somme du surplus budgétaire, de l épargne des ménages et des bénéfices non distribués des entreprises privées. Comment pouvons-nous être en effet sûrs que l accroissement de l une des composantes de l épargne domestique par exemple, laissera inchangée les autres composantes? En effet, un accroissement des taxes, bien qu augmentant l épargne publique, réduira le revenu disponible privé et par conséquent l épargne privée, laissant de ce fait relativement inchangée l épargne totale et, c est la neutralité d une politique de relance des investissements bâtie sur une élévation préalable de l épargne publique qui sera observée. Par ailleurs, une augmentation de l épargne publique peut être suffisamment valorisée par le secteur privé qui peut alors augmenter sa consommation au détriment de l épargne, ce qui une fois de plus, laisse inchangé le volume d épargne domestique. Nous pouvons ainsi multiplier les exemples encore et encore. Mais, la vérité est évidente : la relation macroéconomique entre ces deux variables (épargne et investissement) est ambiguë et complexe. La résolution du problème d un point de vue empirique est l une des manières de lever l indétermination. Des résultats empiriques divergents : Quoique peu nombreux, les travaux empiriques, qui ont étudié la causalité entre l épargne et l investissement, sont riches d enseignements. A ce titre, on peut tout d abord retenir les études de Palley (1996) pour le cas américain et Alexiou (2004) en ce qui concerne certains pays de la zone Euro. Ces deux auteurs avancent que la détermination empirique de la causalité épargne-investissement devrait renseigner les autorités budgétaires sur la supériorité relative de l une ou de l autre option budgétaire à savoir : abstinence ou accroissement de la dépense d investissement. Palley (1996) adopte une méthodologie basée sur le test de Granger et sur une analyse de fonctions de réactions impulsionnelles pour valider l hypothèse Keynésienne de «paradoxe de la frugalité» sur données américaines. Ses résultats sont que l investissement tend à précéder l augmentation de l épargne et une augmentation de l épargne réduit fortement l investissement à travers son effet négatif sur la demande globale. Alexiou (2004) adopte une démarche semblable à celle adoptée par Palley (1996) mais qui lui est légèrement différente en ce sens que les fonctions de réaction impulsionnelles ont été délaissées au profit d une analyse de décomposition de la variance de l erreur de prévision. Il aboutit aux résultats que l investissement précède généralement l épargne dans les pays de la zone euro retenus, mais l analyse de décomposition de la variance laisse tout de même place à une relative hétérogénéité des résultats entre pays. L auteur conclue alors que ces différences de résultats pourraient trouver explication en explorant les structures de ces pays, notamment les différences au niveau des structures financières. Greenidge et al (2004) ont entrepris de tester l hypothèse théorique que l un des canaux par lequel le développement financier agit sur la croissance économique est qu il favorise l accumulation du capital grâce à une plus grande affectation de l épargne à l investissement. Les auteurs ont ainsi voulu rapprocher le sens de causalité épargne-investissement aux niveaux de développement financier en retenant pour cela des pays caribéens et latino-américains. La causalité épargne-investissement a été testée en faisant recours à une méthodologie récente axée sur la cointégration. Cependant, les auteurs ne sont pas arrivés systématiquement au résultat que le niveau de développement financier façonnait la causalité épargne-investissement dans leur échantillon. Les études de causalité consacrées aux pays africains sont relativement rares. Néanmoins, nous en avons répertorié deux principales. Elbadawi et Mwega (2000) concluent à une causalité du taux d épargne intérieure vers le taux d investissement domestique en Afrique sub-saharienne en utilisant la causalité à la Granger (1969) et des données agrégées de toute la région, à la différence de Agbetsiafa (2002) qui fait recours aux tests de causalité à partir de représentations vectorielles à correction d erreur dans des pays comme la Côte d ivoire, le Nigeria, l Afrique du Sud, la Zambie et le Kenya. La causalité est partout de l épargne vers 5

6 l investissement, sauf en Afrique du Sud où prévaut une causalité bidirectionnelle entre épargne et investissement intérieurs. De cette revue de la littérature empirique, deux principales conclusions émergent. La première qui a plus une importance méthodologique, tient à ce que, la détermination de la causalité se soit généralement faite au cas par cas (pays par pays) ce qui a conditionné le recours à l économétrie des séries temporelles. La deuxième conclusion, semble quant à elle bien liée à la première. En effet, la causalité épargne-investissement semble être conditionnée par des spécificités structurelles nationales, ce qui nécessite de recourir aux analyses pays. 3. Méthodologie. Les approches méthodologiques relevant des études qui ont analysé sur le plan empirique la relation épargne investissement sont diverses et n ont pas toujours abordé l importante question de la causalité entre ces deux variables. Tout d abord, un certain nombre d études a employé les moindres carrés ordinaires sur une seule équation pour examiner la relation épargne investissement. En cela, elles ont malheureusement souffert d un problème économétrique majeur, celui du biais de simultanéité, car elles ont négligé la possibilité d effet retour. En outre, ces études ont procédé directement à l estimation sans au préalable analyser les propriétés chronologiques des séries épargne et investissement. Pourtant, comme l ont montré Nelson et Plosser (1982), la plupart des séries temporelles macroéconomiques sont non stationnaires à niveau. Ensuite, un nombre important d études empiriques a eu recours à des estimations en coupes transversales, ce qui a rendu extrêmement difficile l application de leurs résultats à un pays spécifique. Enfin, très peu de ces études ont concerné l Afrique. La présente étude va au-delà de ces insuffisances méthodologiques en ayant recours exclusivement aux techniques récentes relevant de l économétrie des séries temporelles pour déterminer le sens de causalité et en retenant des pays africains, membres de la zone UEMOA. Empiriquement, pour tester la causalité, il est commun d appliquer le test de causalité de Granger (1969). Cependant, la technique de cointégration impulsée par Engle et Granger (1987) et Granger (1988) a fournit une contribution significative dans la conduite des tests de causalité. Dans le cadre de notre étude, les tests de causalités basés sur des représentations vectorielles à correction d erreur sont utilisés pour chaque pays de la zone UEMOA De la cointégration à la causalité. Le modèle vectoriel à correction d erreur nécessite que les séries utilisées soient cointégrées 4. Il est donc important de tester d abord l existence de relations de cointégration entre les séries (Johansen, 1988) avant de procéder à l estimation des équations du VECM. Le point de départ est une représentation VAR 5 de la forme : x t = η + p 1 Π x t i + i = 1 ε t où x est un vecteur (n x 1) de variables qui peuvent être I (0) ou I (1). Π est une matrice (n x n) de coefficients, ε est un vecteur (n x 1) de perturbations ayant des propriétés normales. (1) 4 Deux séries sont cointégrées lorsqu il existe une évolution de long terme constante entre les chroniques. 5 L approche VAR présente ici plusieurs avantages (i) il est possible de distinguer la causalité de court terme de celle de long terme si les variables sont cointégrées (ii) il est souvent fréquent que les variables macroéconomiques soient affectées par leurs valeurs passées (iii) cette approche permet de traiter le problème d endogénéité en traitant toutes les variables comme endogènes. 6

7 S il existe une relation de cointégration entre les variables I (1), l équation précédente doit être reparamétrisée et, on obtient une représentation vectorielle à correction d erreur VECM : p 1 Δxt = η + θ iδxt 1 + Π xt 1 + εt (2) i = 1 Où Δ est l opérateur différence, et θ est une matrice (n x n) de coefficients. Le rang, r, de la matrice Π détermine le nombre de relations de cointégration. Si le rang de cette matrice est n ou égal à zéro, le modèle VAR est respectivement estimé à niveau ou en différence première, du fait qu il n existe pas de relation de cointégration entre les variables du modèle. Cependant, si le rang de la matrice Π est inférieur à n, alors il existe des (n x r) matrices β (les paramètres de cointégration) et α (la matrice d ajustement qui décrit les poids avec lesquels chaque variable entre dans l équation) de sorte que Π = α β et, l équation (2) est retenue comme le modèle à estimer. La matrice Π est estimée (par la méthode du maximum de vraisemblance) comme un VAR sans restriction qui subit des tests pour vérifier si les restrictions qu implique la réduction du rang de la matrice Π peuvent être, ou non, rejetées. Les statistiques utilisées pour la détermination du rang (de cointégration) de la matrice Π sont la statistique Trace donnée par : λ = - T i, pour r = 0, 1,, k-1 et λi la i-ème valeur propre de la matrice trace k i= r+ 1 log( 1 λ ) Π, T = nombre d observations, k = nombre de variables, r = rang de la matrice. et la statistique maximum eingenvalue (valeur propre maximale), qui est donnée par : λ max = T log(1 λ ) r Les statistiques de Johansen (1988) suivent une loi de probabilité (similaire à un l aide de simulations par Johansen et Juselius (1990). ) tabulée à Ayant effectué le test de cointégration (de Johansen) sur les variables épargne (s) et investissement (i) intérieurs (en logarithme népérien), la représentation VECM entre ces deux variables devrait s écrire : l m Δ δ 1i γ 1i it η1 Δ + it i + α1 it 1 = [ ] + ε1 i= 1 i= 1 l m β1 β 2 (3) Δs t η 2 Δ t i α 2 t 1 ε 2 δ 2 γ s s i 2i i= 1 i= 1 où les α captent la vitesse d ajustement d un état de déséquilibre vers la relation de long terme. Ce déséquilibre est défini ici comme le gap qui existe entre les valeurs décalées d une période des variables épargne et investissement intérieurs[ gap = i t 1 β 1 β 2st 1]. Si épargne et investissement sont cointégrées, les déviations par rapport à l équilibre de long terme ont pour effet, à court terme, d induire des changements dans l évolution de l une ou de toutes les variables de façon forcer le système à retourner vers son équilibre de long terme. 2 χ 7

8 L équation de cointégration entre épargne et investissement s écrit ECT t-1 = β 1 i t-1 + β 2 s t 1 et ECT t-1 =i t-1 + (β 2 / β 1 ) s t-1 selon que l on a normalisé 6 par rapport à l investissement ou ECT t-1 = (β 1 / β 2 ) i t-1 + s t-1 si l on a normalisé par rapport à l épargne. Contrairement au test standard de Granger (1969), cette méthodologie alternative basée sur le mécanisme de correction d erreur, considère la possibilité que la valeur passée d une variable à niveau (par exemple y) peut aider à expliquer les variations courantes de l autre variable (par exemple x), même si, les valeurs passées des séries différenciées de y ne le peuvent pas. L intuition est la suivante : Si x et y suivent une trajectoire commune et constante au fil du temps, les variations courantes de x sont partiellement le résultat d un ajustement de x afin de respecter son alignement avec y. Cette causalité ne peut être détectée par le test standard de Granger (1969) qui a seulement, identifié la possibilité que les changements passés d une variable peuvent aider à expliquer les changements courants d une autre variable. Comme pour le test standard de Granger, il est possible de déterminer la causalité en sens inverse ou alors l existence d une causalité dans les deux directions. Cependant, si les deux variables sont cointégrées, la causalité existera au moins dans une direction. Le résultat d absence totale de causalité dans toutes les directions identifiable par le test de Granger (1969) est mis hors circuit ici ; dès que les séries suivent un trend commun, il existera toujours au moins une causalité. Pour réaliser le test, on s appuie sur la réprésentation (3) et on estime chacune des équations (4) et (5) suivantes, avec i et s respectivement l investissement et l épargne domestiques. Δ Δ l m it = η 1 + δ1iδit i + γ 1iΔst i + α1[ β1it 1 + β2st 1] + ε1 t i= 1 i= 1 l m st = η 2 + δ2 iδit i + γ 2iΔst i + α2[ β1i t 1 + β2st 1] + ε2 t i= 1 i= 1 (5) Cette procédure est préférée à la méthode standard de Granger (1969) parce qu elle permet de mettre en évidence une causalité temporelle qui émane de (i) la somme des coefficients des variables indépendantes en différence première et décalées ( δ, γ ) et (ii) du terme de rappelα. En outre, le modèle à correction d erreur permet la mise en évidence d une causalité même si les coefficients des variables explicatives différenciées et retardées ne sont pas significatifs (Miller et Russek, 1990) Sources et types de causalité. Il existe, par conséquent, deux sources de causalité ; l une à partir de l équation de cointégration, c'est-à-dire si α 0 et l autre à partir des coefficients des variables différenciées retardées. Le ECT mesure la relation d équilibre de long terme, tandis que les coefficients des variables décalées renvoient à la dynamique de court terme. La significativité du coefficient associé à ECT met en évidence l existence d un mécanisme de correction d erreur qui conduit les variables à retourner vers leur état de long terme. Etant donnée l existence de sources possibles de causalité (à court terme ou à long terme, ce qui est impossible à percevoir si l on fait recours au test classique de causalité à la Granger), nous présentons trois différents tests employés dans la littérature récente : Le test de causalité de court terme, le test de causalité de long terme et le test d exogéneité forte. Le test de causalité de court terme. (4) 6 La procédure de normalisation renvoie, pour une simplification de l interprétation, à traiter artificiellement l une des variables comme étant l endogène dans l équation de cointégration. 8