alternatives managériales et economiques
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Revue ame ,Vol 2, No 4 (Octobre, 2020) 407-424 Page 407
ZIKY & BOUHALI / Revue AME Vol 2, No 4 (Octobre, 2020) 407-424
Libéralisation du compte capital et croissance économique au Maroc :
Causalité et relation de long terme, ZIKY, M.1 et BOUHALI, H.2
1. Enseignant chercheur en économie et Directeur du Laboratoire de Recherche Innovation
Responsabilité et Développement Durable (INREDD), Université Cadi Ayyad, FSJES, Marrakech-Maroc,
2. Doctorante en Economie, Laboratoire de recherche Innovation, Responsabilité et Développement
Durable (INREDD), Université Cadi Ayyad, FSJES, Marrakech-Maroc, [email protected].
Date de soumission : 14/09/2020 Date d’acceptation : 27/10/2020
Résumé :
Cet article examine la relation entre la libéralisation du compte capital et la croissance
économique pour le cas du Maroc. L’étude est basée sur une modélisation en ARDL Bound Tests
de Pesaran, Shin et Smith (2001) couplée au test de causalité de Granger au sens de Toda-
Yamamoto (1995). L’analyse économétrique est menée sur la période 1970-2017. Les résultats
obtenus suggèrent que la libéralisation du compte capital, représentée par un indice calculé à
l'aide de l'analyse en composantes principales, favorise la croissance économique à court et à
long terme. Ils confirment également l’existence d’un lien de causalité direct entre la libéralisation
du compte capital et la croissance économique au Maroc.
Mots-clés : Libéralisation du compte capital, Croissance économique, Modélisation ARDL,
Causalité de Toda-Yamamoto.
Capital Account Liberalization and Economic Growth in Morocco: Causality
and Long-Term Relationship
Abstract:
This article examines the relationship between capital account liberalization and economic
growth for the case of Morocco. The study is based on an ARDL Bound Tests modeling by Pesaran,
Shin and Smith (2001) coupled with the Granger causality test in the sense of Toda-Yamamoto
(1995). The econometric analysis is carried out over the period 1970-2017. The results obtained
suggest that the liberalization of the capital account, represented by an index calculated using
principal component analysis, promotes economic growth in the short and long term. They also
confirm the existence of a direct causal link between capital account liberalization and economic
growth in Morocco.
Key words: Capital account liberalization, Economic growth, ARDL modeling, Toda-Yamamoto
causality.
Alternatives Managériales et Economiques E-ISSN : 2665-7511
https://revues.imist.ma/?journal=AME
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Introduction :
La libéralisation du compte capital est un choix politique important dans une économie globale
de plus en plus intégrée. Elle consiste à passer d’un système de contrôle des changes avec des
restrictions sur les mouvements de capitaux vers un système caractérisé par leur libre circulation.
En théorie, la libéralisation du compte capital devrait permettre une allocation plus efficace du
capital au niveau mondial des pays industrialisés riches en capital aux économies en
développement pauvres en capital.
Généralement, la libéralisation du compte capital est avantageuse et durable si elle s’accompagne
de politiques macro-économiques et financières adéquates. Les avantages potentiels d'une
libéralisation du compte capital sont pleinement réalisés en présence d'institutions adéquates et
de politiques macroéconomiques solides (Klein et Olivei, 1999). En outre, l’expérience vécue par
certains pays a démontré que la libéralisation accentue les risques de crise si elle ne se conjugue
pas à des mesures de surveillance et de régulation prudentielles ainsi que des politiques
macroéconomiques cohérentes.
Parallèlement à l’évolution des systèmes monétaires internationaux, la politique de change au
Maroc est passée par plusieurs phases. La réglementation des changes a connu un changement
remarquable passant du contrôle répressif à la libéralisation partielle des opérations de change à
partir des années quatre-vingt-dix et ce, pour mieux répondre aux besoins de la nouvelle politique
économique du pays s’inscrivant dans une perspective d’orientation libérale et d’ouverture sur
l’extérieur.
Les autorités monétaires marocaines ont franchi une nouvelle étape vers la réduction des
contrôles de changes avec la mise en œuvre, en septembre 1992, de mesures d’assouplissement
et de libéralisation concernant les opérations courantes et les opérations en capital des non-
résidents. D’autant plus, en janvier 1993, le Maroc a adhéré officiellement aux dispositions de
l’article VIII des Statuts du FMI relatives à la convertibilité des opérations courantes.
A partir d’août 2007, certaines opérations en capital des résidents ont été libéralisées par la mise
en place de mesures d’assouplissement portant sur les opérations d’investissements directs et de
placements à l’étranger réalisées par les personnes morales. En 2011, le plafond des
investissements marocains à l’étranger a été relevé passant de trente millions de dirhams par an
et par personne morale à cent millions de dirhams par an pour les investissements à réaliser en
Afrique et à cinquante millions de dirhams pour les investissements à effectuer dans les autres
continents.
Le dispositif réglementaire a ainsi été réexaminé en vue de permettre aux opérateurs marocains
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d’être beaucoup mieux compétitifs à l’international, ce qui affirme la volonté du pays à s’ouvrir
davantage sur l’extérieur et à arrimer l’économie marocaine au marché international des
capitaux. Dans ce sens, le Maroc pourrait envisager de poursuivre le processus de libéralisation
entamé à partir des années quatre-vingt et franchir une nouvelle phase en matière de
libéralisation des opérations en capital.
Par ailleurs, la mise en œuvre d'une réforme majeure telle que la libéralisation avancée du compte
capital nécessite généralement une évaluation de l'impact de cette mesure sur l’économie
marocaine. En effet, il est indispensable de réaliser au préalable une étude approfondie de la
pertinence économique du processus de libéralisation entrepris durant les dernières décennies
et une analyse de ses effets sur l’économie marocaine. C’est dans cette perspective que s’inscrit
la problématique du présent article qui s’énonce comme suit : Quel est l’impact de la libéralisation
du compte capital sur la croissance économique au Maroc ?
Cet article est divisé en trois parties. La première présente la revue de littérature analysant la
relation entre la libéralisation du compte capital et la croissance économique. La deuxième partie
porte sur l’analyse empirique des effets de la politique de libéralisation du compte capital au
Maroc sur la croissance économique. Un premier point est consacré à l’identification d’un indice
spécifique de la libéralisation du compte capital au Maroc sur la période 1970-2017 et le
deuxième point porte sur le développement économétrique. Et enfin, la troisième partie est
dédiée à la présentation des résultats empiriques et à la discussion de leur étendue en les
comparants aux principales contributions théoriques.
1. Survol de la revue de littérature
En théorie, la libéralisation du compte capital devrait permettre une meilleure répartition des
capitaux à travers leur acheminement des pays industrialisés riches en capital vers les économies
pauvres en capital. Cette initiative devrait présenter des avantages pour tous. Cependant, les faits
ne sont pas aussi irréfutables que la théorie.
Conformément à la théorie néoclassique, la libéralisation stimule la croissance économique à
travers plusieurs canaux. D’abord, le libre mouvement des flux de capitaux permet la
diversification du risque tout en poussant à la baisse du coût du capital, d’où un effet-prix positif
et relativement permanent. Il permet également d’accroître l’investissement, de permettre
moins de volatilité de la consommation, d’où l’accélération de la croissance et donc l’amélioration
du bien-être en offrant une meilleure allocation des ressources (Henry P.B., 2006). De même, la
libéralisation du compte capital encourage une meilleure efficacité dans l’allocation des
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ressources dans les pays qui, en plus de plusieurs effets positifs, constitue un avantage pour les
emprunteurs, les prêteurs et la croissance économique.
Stanley Fischer (1998) a avancé des arguments en faveur de la libéralisation du compte capital. Il
suggère qu’au niveau théorique, la libéralisation du compte capital conduirait à l'efficacité
économique mondiale, à l'allocation des économies mondiales à ceux qui pourraient les utiliser
de manière plus productive et augmenterait ainsi le bien-être social. Les citoyens des pays avec
des mouvements de capitaux libres pourraient diversifier leurs portefeuilles et augmenter ainsi
leurs taux de rendement en fonction du risque. Cela permettrait aux entreprises de ces pays de
mobiliser des capitaux sur les marchés internationaux à moindre coût.
En outre, le modèle orthodoxe considère la mobilité du capital comme l'ajout de nouvelles
ressources, de la technologie, de la gestion et de la concurrence aux pays à déficit de capitaux, de
manière à améliorer l'efficacité et à stimuler la croissance (Bhagwati, 1998 ; Rakshit, 2001).
Toutefois, l'école orthodoxe reconnaît qu'il existe des risques liés à la libéralisation du compte
capital, étant donné que l'élimination des restrictions sur les flux financiers à court terme a été
associée aux crises économiques et financières des années quatre-vingt-dix en Asie et en
Amérique latine.
L'analyse de l'impact de la libéralisation du compte capital sur la croissance économique ne
délivre pas de conclusions consensuelles aussi bien au niveau théorique qu'empirique. En effet,
malgré l'existence de nombreuses contributions sur ce lien, les résultats restent contradictoires
quant à savoir si cette libéralisation joue un rôle positif ou négatif sur la croissance économique
réelle. Certains travaux constatent un impact positif de la libéralisation du compte capital sur la
croissance économique [Quinn (1997) ; Klein et Olivei (1999) ; Bailliu (2000) ; Edwards (2001) ;
Chanda (2001) ; Henry (2003) ; Klein (2003) ; Mendoza et Al. (2007) ; Honig (2008) ; Aloui et Saidi
(2010) ; Benhabib et Zenasni (2012)], tandis que d’autres mettent en doute la robustesse de cet
impact [Rodrik (1998) ; Kraay (1998) …].
Rodrik (1998) ne trouve pas d'effet significatif de la libéralisation du compte capital sur la
croissance au cours de la période 1975 à 1989 pour un échantillon de 100 pays développés et en
développement. Ce résultat soutient celui d’une étude précédente réalisée par Grilli et Milesi-
Ferretti (1995) qui ne confirme pas l’effet à long terme de la libéralisation financière
internationale sur la croissance économique. Kraay (1998) ne trouve également aucune relation
significative entre la libéralisation et la croissance économique en utilisant diverses mesures de
l'ouverture du compte capital y compris l'indicateur Share et l'indicateur d'ouverture du compte
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capital de Quinn.
Par ailleurs, Quinn (1997) conclut l'existence d'une corrélation étroite entre la modification du
degré de libéralisation et la croissance du PIB par habitant. De leur part, Klein et Olivei (1999) et
Bailliu (2000) suggèrent que la libéralisation du compte capital améliore la croissance par le biais
du développement financier ou une restructuration financière en profondeur. A travers une étude
empirique portant sur 61 pays émergents et développés pendant la période de 1975-1997,
Edwards (2001) a remarqué une augmentation significative du taux de croissance du revenu par
personne suite à la libéralisation du compte capital.
Henry (2003) a constaté que la libéralisation des flux de capitaux améliore la croissance par la
réduction du coût de capital et ainsi l'augmentation de l'investissement. Chanda (2001) suggère
que l'impact de la libéralisation du compte capital peut varier avec le niveau d'hétérogénéité
ethnique et linguistique. Il constate que les contrôles de capitaux conduisent à une plus grande
inefficacité et une croissance plus faible dans les pays caractérisés par un degré élevé
d'hétérogénéité ethnique et linguistique.
Les découvertes de Klein (2003) ont ajouté que l'effet positif de l’ouverture du compte capital sur
la croissance économique à long terme est compatible avec une situation où la croissance, dans
un pays qui est caractérisé par la rareté de capitaux et doté de bonnes institutions, est stimulée
par l'accès aux marchés des capitaux mondiaux. L’étude de Mendoza, Quadrini et Rios-Rull (2007)
fournit un résultat selon lequel les pays à revenus intermédiaires profitent significativement de
l'ouverture du compte capital. Par ailleurs, dans les pays pauvres, la croissance ne peut pas être
favorisée par la libéralisation du compte capital. Honig (2008) suppose que de bonnes institutions
sont nécessaires pour que les pays bénéficient de la libéralisation.
Pareillement, l’étude de Saidi et Aloui (2010) produit des résultats qui révèlent une corrélation
directe entre la libéralisation du compte capital et la croissance économique qui peut être positive
ou négative en raison de l’échantillon sélectionné et de la période d'étude choisie. L’étude de
Zenasni et Benhabib (2012) concluent qu'il existe une relation positive entre le degré de
libéralisation du compte capital et la croissance économique en examinant la relation entre la
libéralisation du compte capital et la croissance économique dans trois pays du Maghreb
(l'Algérie, le Maroc et la Tunisie) pendant la période 1970-2009.
2. Méthodologie et modèle
Dans le cadre de cette analyse empirique, nous cherchons à évaluer l’impact qu’exerce la
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libéralisation du compte capital sur la croissance économique au Maroc tout en tenant compte
d’autres variables de contrôle. L’outil économétrique utilisé est le modèle autorégressive à retard
échelonnés (ARDL) couplé aux tests de cointégration aux bornes de Pesaran et Shin et Smith
(2001) et le test de causalité de Granger au sens de Toda-Yamamoto.
La démarche adoptée consiste à fournir des réponses aux questions suivantes :
1. Existe-t-il un lien de causalité entre la libéralisation du compte capital et la croissance
économique pour le cas du Maroc ?
2. Quels effets exercent la libéralisation du compte capital sur la croissance économique
au Maroc ?
A partir de la revue de littérature, nous avons sélectionné cinq variables de contrôle dont l’indice
de libéralisation du compte capital (MCAL). Les variables du modèle sont regroupées dans le
tableau 1. Les données sont annuelles et couvrent la période allant de 1970 à 2017. Elles sont
collectées à partir des bases de données ou rapports de la Banque Mondiale « World
Development Indicators» et de l’Office des Changes.
Tableau 1. Description des variables :
Variables Description
PIBRH La croissance économique représentée par le PIB réel par habitant
MCAL L’indice de la libéralisation du compte capital pour le Maroc.
DF
Le développement financier mesuré par un indice composite construit à partir de trois mesures ; le ratio de la masse monétaire en pourcentage du PIB, le ratio des crédits domestiques fournis par le secteur financier (en % du PIB) et le ratio des crédits domestiques accordés au secteur privé (en % du PIB) en utilisant une analyse en composantes principales (ACP)
INF Le taux d’inflation représenté par l’indice des prix à la consommation (IPC).
EDUC Le stock de capital humain mesuré par le ratio d’inscription à l’enseignement secondaire.
TRADE Le taux d’'ouverture commerciale mesurée par la somme des exportations et des importations rapportée au PIB.
2.1. Identification de l’indice de mesure de la libéralisation du compte capital « MCAL »
Plusieurs indicateurs sont retenus par la littérature afin d’apprécier le degré d’insertion des pays
au sein de la sphère financière mondiale, quoique dans la pratique, ces indicateurs présentent
des limites qui entravent leur utilisation particulièrement pour le cas du Maroc suite à la
disponibilité restreinte des données et l’incohérence avec la réalité économique et financière du
pays. A cet effet, nous avons estimé qu’il était plus judicieux de construire un indice de mesure
de la libéralisation du compte capital « MCAL » permettant d’évaluer efficacement le degré
d’insertion de l’économie marocaine au sein de la sphère mondiale. L’indice « MCAL » utilisé dans
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notre analyse correspond à celui développé dans un précédant article qui a fait l’objet de
publication (Ziky et Bouhali ; 2020).
En s’inspirant des travaux de recherche de Klein et Olivei (1999), Miniane (2004) et Mouley
(2007), nous construisons l’indice de mesure « MCAL ». Nous utilisons les informations sur le
degré de restrictions appliquées sur quinze catégories de transactions qui ont connu un
allégement ou une suppression de restrictions durant la période 1970-2017 en se conformant à
la réglementation des changes en vigueur. La construction de l’indice « MCAL » a été effectuée
sur la base d’une analyse en composante principale (ACP). Les résultats obtenus se matérialisent
par la figure 1 qui représente l’évolution de l’indice de la libéralisation du compte capital pour le
Maroc « Moroccan Capital Account Liberalization - MCAL - » au titre de la période 1970-2017 (Ziky
et Bouhali ; 2020).
Figure 1.Evolution de l’indice MCAL au titre de la période 1970-2017 :
Source : Elaboration propre à partir des calculs effectués par le logiciel SPSS22.
Cet indice reflète la démarche graduelle et progressive de la libéralisation des transactions
internationales entreprises par le Maroc à partir des années quatre vingt.
2.2. Spécification du modèle économétrique
Nous avons choisi d’estimer un modèle autorégressif à retards distribués pour examiner l’impact
de la libéralisation du compte capital sur la croissance économique au Maroc. Ce modèle,
appartenant à la catégorie des modèles dynamiques classiques, permet de capter les effets
temporels dans l’explication d’une variable. En effet, l’approche « ARDL Bound Testing »
développé par Pesaran et Shin (1998) et Pesaran, Shin et Smith (2001) offre la possibilité de tester
les relations de long terme en utilisant les tests de cointégration aux bornes sur des séries qui
sont intégrées d’ordre (0) et (1) et d’obtenir de meilleures estimations sur des échantillons de
petite taille (Narayan 2005).
0,05
0,12
0,63
0,80
0,870,94
0,97
0,000,050,100,150,200,250,300,350,400,450,500,550,600,650,700,750,800,850,900,951,00
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Sous sa forme explicite, le modèle « ARDL Bound Testing » s’écrit comme suit (il prend la forme
d’un VECM) :
𝒀𝒕 = 𝜷𝟎 + 𝜷𝟏𝒀𝒕−𝟏 + ⋯ + 𝜷𝒑𝒀𝒕−𝒑 + 𝜶𝟎𝑿𝒕 + 𝜶𝟏𝑿𝒕−𝟏 + 𝜶𝟐𝑿𝒕−𝟐 + ⋯ + 𝜶𝒒𝑿𝒕−𝒒 + 𝜺𝒕
La variable dépendante est ainsi expliquée par ses propres valeurs décalées et par la variable
explicative et ses décalages.
Avec deux variables explicatives (𝑋1 et 𝑋2) en plus de la variable dépendante (𝑌), le modèle se
présente comme suit :
∆𝒀𝒕 = 𝜷𝟎 + ∑ 𝜷𝒊∆𝒀𝒕−𝒊
𝒑
𝒊=𝟏
+ ∑ 𝜸𝒊∆𝑿𝟏𝒕−𝒊
𝒒
𝒊=𝟎
+ ∑ 𝜹𝒊∆𝑿𝟐𝒕−𝒊
𝒒
𝒊=𝟎
+ 𝝋 𝑬𝑪𝑻𝒕−𝟏 + 𝜺𝒕
Avec : ECT est le terme de correction d’erreur qui comprend les paramètres de long terme et 𝜑
représente le coefficient de correction d’erreur qui montre la vitesse d’ajustement vers l’équilibre
à long terme.
En remplaçant le terme de correction d’erreur par les termes 𝑌𝑡−1 , 𝑋1𝑡−1 et 𝑋2𝑡−1 , nous
obtenons le modèle suivant :
∆𝒀𝒕 = 𝜷𝟎 + ∑ 𝜷𝒊∆𝒀𝒕−𝒊
𝒑
𝒊=𝟏
+ ∑ 𝜸𝒊∆𝑿𝟏𝒕−𝒊
𝒒
𝒊=𝟎
+ ∑ 𝜹𝒊∆𝑿𝟐𝒕−𝒊
𝒒
𝒊=𝟎
+ 𝜽𝟎 𝒀𝒕−𝟏 + 𝜽𝟏 𝑿𝟏𝒕−𝟏 + 𝜽𝟐 𝑿𝟐𝒕−𝟏 + 𝜺𝒕
Cette équation présente le modèle à correction d’erreurs non contraint ou «ECM conditionnel»
comme mentionné par Pesaran, Shin et Smith (2001). Il permet de modéliser conjointement les
dynamiques de court terme représentées par les variables en différence première et de long
terme représentées par les variables en niveau. Cette formulation présente plusieurs avantages
dont particulièrement celle concernant la multi colinéarité des variables explicatives. L’effet de
multi-colinéarité qui est généralement fortement présent dans les données de séries
chronologiques est considérablement réduit sous la forme de correction d'erreur (Katarina
Juselius, 2006).
En adoptant l’approche ARDL, le modèle à estimer se présente de la manière suivante :
∆𝑷𝑰𝑩𝑹𝑯𝒕 = 𝜷𝟎 + ∑ 𝜷𝟏∆𝑷𝑰𝑩𝑹𝑯𝒕−𝒊 + ∑ 𝜷𝟐∆𝑴𝑪𝑨𝑳𝒕−𝒊 + 𝒑𝒊=𝟎 ∑ 𝜷𝟑∆𝑫𝑭𝒕−𝒊 +
𝒒𝒊=𝟎
𝒑𝒊=𝟎
∑ 𝜷𝟒∆𝑻𝑹𝑨𝑫𝑬𝒕−𝒊 + ∑ 𝜷𝟓∆𝑰𝑵𝑭𝒕−𝒊 + ∑ 𝜷𝟔∆𝑬𝑫𝑼𝑪𝟏𝒕−𝒊 + 𝒒𝒊=𝟎 𝜽𝟏 𝑷𝑰𝑩𝑹𝑯𝒕−𝟏 +
𝒒𝒊=𝟎
𝒒𝒊=𝟎
𝜽𝟐 𝑴𝑪𝑨𝑳𝒕−𝟏 + 𝜽𝟑 𝑫𝑭𝒕−𝟏 + 𝜽𝟒 𝑻𝑹𝑨𝑫𝑬𝒕−𝟏 + 𝜽𝟓 𝑰𝑵𝑭𝒕−𝟏 + 𝜽𝟔 𝑬𝑫𝑼𝑪𝒕−𝟏 + 𝝁𝒕
Avec : ∆ est l’opérateur de différences premières ;
𝛽1 – 𝛽6∶ La représentation « Error Correction Models (ECM) » ;
𝜃1 – 𝜃6: Les relations de long terme ;
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p est le nombre de retards de la variable expliquée IDEE ;
q est le nombre de retards des variables explicatives.
3. Résultats empiriques
Il est indispensable de déterminer le degré d’intégration des variables avant de procéder au test
de cointégration. Les tests utilisés dans notre analyse sont les plus fréquents et les plus utilisés
soit le test ADF et le test PP. Les résultats sont présentés à travers le tableau 2.
Tableau 2. Résultats des tests ADF et PP1 :
Variables Test ADF Test PP
Degré d’intégration
Valeur du test Degré
d’intégration Valeur du test
PIBRH I(1) -10.64756** I(1) -11.05780**
DF I(1) -6.64360*** I(1) -6.723870***
EDUC I(1) -2.919292* I(1) -2.730777*
INF I(0) -5.329133** I(0) -5.302329***
TRADE I(1) -7.308606*** I(1) -7.401872***
MCAL I(1) -6.061773*** I(1) -6.343888***
*** : significatif à 1% ; ** : significatif à 5% ; * : significatif à 10%
Source : Elaboration propre à partir des calculs effectués par le logiciel EViews 9
L’application du test ADF conduit à rejeter l’hypothèse de stationnarité pour cinq variables alors
qu’une seule variable est stationnaire soit l’inflation. De même, l’utilisation du test PP a mené au
rejet de l’hypothèse de stationnarité pour cinq variables seul l’inflation est stationnaire.
3.1. Test de causalité de Toda-Yamamoto
Le test de causalité de Granger au sens de Toda-Yamamoto (1995) s’applique sur des variables
intégrées à des ordres différents. L’hypothèse nulle stipule l’absence de causalité entre les
variables (probabilité χ2 > 5%).
D’après les résultats obtenus (tableau 3), il existe une causalité bidirectionnelle au sens de Toda-
Yamamoto entre le développement financier et l’éducation dans la mesure où selon les résultats,
le développement financier a un impact sur l’éducation et celle-ci influence le développement
financier. Il existe également des causalités unidirectionnelles qui sont présentées comme suit :
▪ La croissance économique est causée par la libéralisation du compte capital, l’ouverture
commerciale et l’inflation ;
1 Le nombre de retard optimal est sélectionné automatiquement, en utilisant le critère SIC pour le test ADF. Le
nombre de retard est déterminé avec l’approche de Bartlett kernel pour le test PP. Les valeurs critiques utilisées sont celles de Mackinnon [1996].
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▪ La libéralisation du compte capital est causée par le niveau d’éducation;
▪ Le développement financier est causé par la croissance et le niveau d’éducation ;
▪ L’éducation est causée par le développement financier et l’ouverture commerciale.
Tableau 3. Résultats du Test de Causalité de Toda-Yamamoto1 :
Variables Dépendantes
Variables explicatives ou causales (probabilité)
LPIBRH MCAL LDF LTRADE LINF LEDUC
LPIBRH 9.126111* 3.712702 17.12672*** 9.997869*** 4.344211 (0.0104) (0.1562) (0.0002) (0.0067) (0.1139)
MCAL 0.150843 3.621095 0.097927 0.190713 4.697383* (0.9274) (0.1636) (0.9522) (0.9090) (0.0955)
LDF 8.701342** 1.793767 0.634851 0.634119 8.501356**
(0.0129) (0.4078) (0.7280) (0.7283) (0.0143)
LTRADE 4.350903 6.016717** 1.666326 1.300443 0.942571 (0.1136) (0.0494) (0.4347) (0.5219) (0.6242)
LINF 1.218260 2.798644 3.054438 2.399660 1.332701 (0.5438) (0.2468) (0.2171) (0.3012) (0.5136)
LEDUC 3.976950 0.471489 9.545164*** 6.302141** 2.838192
(0.1369) (0.7900) (0.0085) (0.0428) (0.2419)
*** : significatif à 1% ; ** : significatif à 5% ; * : significatif à 10% ;
Valeurs = statistiques de χ2 ; k (retard optimal du VAR à niveau (SIC)) = 4 ;
dmax (ordre maximal d’intégration des variable) = 2.
En somme, les résultats font apparaitre l’existence d’un lien de causalité direct entre la
libéralisation du compte capital et la croissance économique au Maroc. Aussi, on remarque que
la croissance économique influe indirectement sur la libéralisation du compte capital par le biais
du développement financier et le stock de capital humain mesuré par le niveau d’éducation.
3.2. Tests de diagnostic et de cointégration
Les variables du modèle sont intégrées d’ordre zéro et un ce qui rend plus favorable l’utilisation
du test de cointégration de Pesaran, Shin et Smith. Les résultats du test confirment l’existence
d’une relation de cointégration entre les variables dans la mesure où la valeur de la statistique de
Fisher est supérieure à la borne supérieure pour les différents seuils de significativité.
Tableau 4. Résultats des tests de diagnostic et de cointégration : Tests Valeurs et Probabilités
F-Statistic 11.98607***
Test d’autocorrélation des erreurs de Breusch-Godfrey (LM) 1.431972
1 Elaboration propre à partir des calculs effectués par le logiciel EViews 9.
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(0.2635)
Test d’hétéroscedasticité (ARCH) 0.040340 (0.8418)
Test de normalité des résidus de Jarque-Bera (JB) 0.742809
(0.689765)
Test de spécification de Ramzey (RESET) 0.661007 (0.5162)
Source : Elaboration propre à partir des calculs effectués par le logiciel EViews 9.
Note : Les valeurs entre (.) sont les p-values. Les limites supérieures du F-
statistic, avec des seuils de signification de 10 %, 5 %, et 1 %, sont
respectivement de [3.35%], [3.79%], et [4.68%]. ∗, ∗∗, et ∗∗∗ indiquent le
rejet de l’hypothèse nulle au seuil de 10 %, 5 %, et 1 %, respectivement.
Les résultats des tests de validité affichés dans le tableau 4 affirment l’absence de corrélation
sérielle, l’absence d’hétéroscédasticité, la normalité des résidus et la bonne spécification du
modèle du fait que les probabilités associées aux quatre tests sont largement supérieures à 5%.
3.3. Dynamique de court terme et coefficients de long terme
Les résultats des estimations, regroupés dans le tableau 5, font apparaitre que le coefficient
d’ajustement est négatif et statistiquement significatif au seuil de 5% pour notre modèle,
traduisant ainsi l’existence d’une relation de long terme entre les variables.
On peut conclure aussi que la libéralisation du compte capital et l’ouverture commerciale sont
corrélées positivement à la croissance économique à court terme et à long terme. Par ailleurs, le
niveau d’éducation est corrélé négativement avec la croissance économique à court et à long
terme et le développement financier est corrélé négativement à la croissance à court terme et
positivement à long terme. Concernant l’inflation, l’effet de cette variable est non significatif à
court et long terme.
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Tableau 5. Résultats d’estimation des coefficients de CT et LT1 :
Court terme Long terme
X Y PIBRH X Y PIBRH
ECMt-1 -0.551302***
- - (0.084708)
MCAL 0.220865**
MCAL 0.471999***
(3.435179) (0..092642)
LDF -0.139630***
LDF 0.267936**
(0.048546) (0.220890)
LTRADE 0.114392***
LTRADE 0.678182***
(0.039150) (0.152071)
LEDUC -0.077339**
LEDUC -0.140284**
(0.031722) (0.066146)
LINF -0.002335
LINF -0.004236
(0.004730) (0.008748)
- - C 4.047063***
(0.190104)
Source : Elaboration propre (Estimations sur Eviews 9)
3.4. Test de stabilité
Les tests de stabilité de CUSUM et de CUSUMSQ de Brown, Durbin et Evans (1975) sont effectués
sur les estimations de correction d'erreur obtenues pour déterminer le niveau de leur fiabilité.
Les tests sont généralement représentés sous une forme graphique (figure 2).
Les résultats du test CUSUM montrent que le modèle est structurellement stable car les résidus
récursifs restent en tout temps à l’intérieur de l’intervalle de confiance au seuil de 5%. Selon les
résultats du test CUSUMSQ, nous constatons que la somme cumulative des carrés des résidus
récursifs reste toujours dans l’intervalle pour le seuil de confiance de 5 %, ce qui suggère que la
variance résiduelle est stable.
1 Toutes les variables sont transformées en logarithme sauf l’indice MCAL. Les valeurs entre parenthèses sont
les écarts-types. ***; ** et * : significatif au seuil d’erreur de 1%, 5% et 10%, respectivement. Le critère de sélection choisi est le critère Bayésien de Schwarz (SBC).
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Figure 2. Tests CUSUM et CUSUMSQ pour un seuil de confiance de ± 5% : Test CUSUM Test CUSUMQ
-15
-10
-5
0
5
10
15
98 00 02 04 06 08 10 12 14 16
CUSUM 5% Significance
-0.4
-0.2
0.0
0.2
0.4
0.6
0.8
1.0
1.2
1.4
98 00 02 04 06 08 10 12 14 16
CUSUM of Squares 5% Significance
Source : Résultats obtenus par le logiciel Eviews 9
3.5. Interprétation des résultats
Le modèle estimé est globalement significatif et bien spécifié. Il se caractérise par la robustesse
des estimations observée au niveau de l’absence de corrélation des erreurs, l’absence
d’hétéroscédasticité et la présence de la normalité des résidus. Les résultats des tests de stabilité
montrent clairement la stabilité de la relation de long terme au cours de la période de l’estimation
entre la libéralisation du compte capital et la croissance économique au Maroc.
En outre, les résultats du modèle concluent que la libéralisation du compte capital affecte
positivement la croissance économique à court et à long terme. Ils confirment également
l’existence d’un lien de causalité direct entre la libéralisation du compte capital et la croissance
économique au Maroc. Egalement, la croissance économique influe indirectement sur la
libéralisation du compte capital par le biais du développement financier et le stock de capital
humain représenté par l’éducation.
Les résultats obtenus sont en accord avec la théorie néoclassique qui suppose que la libéralisation
du compte capital stimule la croissance économique à travers plusieurs canaux. D’abord, le libre
mouvement des flux de capitaux permet la diversification du risque tout en poussant à la baisse
du coût du capital, d’où un effet-prix positif et relativement permanent. Il permet également
d’accroître l’investissement d’où l’accélération de la croissance et donc l’amélioration du bien-
être en offrant une meilleure allocation des ressources.
De même, la théorie de croissance endogène souligne que les sources de croissance attribuées
aux flux de capitaux comprennent les effets positifs associés aux capitaux étrangers sous forme
de technologie, de compétences et d'introduction de nouveaux produits, ainsi que les externalités
positives en termes d'efficacité accrue des marchés financiers nationaux et l'amélioration de
l'affectation des ressources et l'efficacité de l'intermédiation financière des institutions
financières nationales.
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Ces résultats sont aussi compatibles avec beaucoup de travaux empiriques qui se sont penchés
sur l’analyse de l’impact de la libéralisation du compte capital sur la croissance économique. A
titre d’exemple, Quinn (1997) constate l'existence d'une corrélation étroite entre la modification
du degré de libéralisation et la croissance du PIB par habitant. Klein et Olivei (1999) et Bailliu
(2000) suggèrent que la libéralisation du compte le capital améliore la croissance par le biais du
développement financier ou une restructuration financière en profondeur.
Henry (2003) perçoit que la libéralisation des flux de capitaux améliore la croissance par la
réduction du coût de capital et ainsi l'augmentation de l'investissement. Les découvertes de Klein
(2003) ont ajouté que l'effet positif de la libéralisation du compte capital sur la croissance
économique à long terme est compatible avec une situation où la croissance, dans un pays qui
est caractérisé par la rareté de capitaux et doté de bonnes institutions, est stimulée par l'accès
aux marchés des capitaux mondiaux.
Mendoza, Quadrini et Rios-Rull (2007) exposent que les pays à revenus intermédiaires profitent
significativement de la libéralisation du compte capital tandis que dans les pays pauvres, la
croissance ne peut pas être favorisée par la libéralisation du compte capital. Honig (2008) suppose
que de bonnes institutions sont nécessaires pour que les pays bénéficient de la libéralisation.
Pareillement, l’étude de Saidi et Aloui (2010) produit des résultats qui révèlent une corrélation
directe entre la libéralisation du compte capital et la croissance économique. Zenasni et Benhabib
(2012) concluent qu'il existe une relation positive entre le degré de libéralisation du compte
capital et la croissance économique.
Conclusion, implications et recommandations :
A partir des années quatre-vingt, le Maroc a mis en œuvre un processus de libéralisation
progressive des opérations de change portant sur l’allègement et/ou la suppression des
restrictions imposées sur les opérations courantes et certaines opérations en capital. Cette
politique s’inscrit dans le cadre de l’encouragement de la compétitivité extérieure et l’attraction
des flux de capitaux étrangers considérés comme moteur de croissance économique. Dans notre
analyse, une question importante est soulevée : La libéralisation du compte capital stimule-t-elle
la croissance économique au Maroc ?
Dans ce sens, l’objectif du présent article est d’examiner l’impact de la libéralisation du compte
capital sur la croissance économique pour le cas du Maroc. À cette fin, nous avons mené une
étude empirique en utilisant un modèle autorégressif à retards distribués sur la période allant de
1970 à 2017. Egalement, nous avons essayé de déduire les liens de causalité existants entre la
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libéralisation du compte capital et la croissance économique en utilisant le test de causalité de
Granger au sens de Toda et Yamamoto.
Les résultats obtenus révèlent que la libéralisation du compte capital est positivement et
significativement corrélée à la croissance économique. De même, l’ouverture commerciale et le
développement du secteur financier favorisent une croissance économique plus longue et
soutenue. On observe également l’existence d’un lien de causalité direct entre la libéralisation du
compte capital et la croissance économique ainsi qu’un lien de causalité indirect par le biais du
développement financier et le stock de capital humain mesuré par le niveau d’éducation.
Plusieurs indicateurs peuvent constituer des canaux par lesquels la libéralisation du compte
capital peut contribuer à promouvoir la croissance économique (Lahlou, 2019). A travers le
développement financier ou une restructuration financière en profondeur, la libéralisation du
compte capital contribue à l’amélioration de la croissance (Klein et Olivei, 1999 ; Bailliu, 2000).
Les investissements directs étrangers peuvent également stimuler la croissance économique en
favorisant le transfert de la technologie et des bonnes pratiques de gestion de manière à
améliorer l'efficacité et à stimuler la croissance (Bhagwati, 1998 ; Rakshit, 2001).
Les sources de croissance attribuées à la libéralisation des mouvements de capitaux comprennent
les effets positifs associés aux capitaux étrangers sous forme de technologie, de compétences et
d'introduction de nouveaux produits ainsi que l'amélioration de l'affectation des ressources.
Henry (2003) conclut que la libéralisation des flux de capitaux améliore la croissance par la
réduction du coût de capital et ainsi l'augmentation de l'investissement. L’étude de Rachdi et Saidi
(2008) révèle une corrélation positive entre la libéralisation du compte capital et la croissance
économique à travers les investissements directs étrangers et les investissements de portefeuille.
Par ailleurs, l'existence d’une relation significative entre la libéralisation du compte capital et la
croissance économique permet de déduire la présence de politiques macroéconomiques et
financières compatibles avec la libéralisation et qui soutiennent cette relation. Effectivement, la
durabilité de cette relation est subordonnée à la vérification de certaines conditions qui, selon la
littérature, sont indispensables pour bénéficier pleinement des avantages de la libéralisation,
notamment la stabilité politique, des politiques budgétaires et monétaires saines et soutenables,
un marché financier développé, une démarche prudente et pragmatique en terme de
libéralisation, … etc.
La mise en œuvre d'une réforme importante telle que la libéralisation du compte capital nécessite
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généralement une évaluation de son impact et une identification des conditions de sa réussite.
C’est dans cette perspective que s’est inscrit notre étude qui suggère quelques recommandations.
Premièrement, le gouvernement devrait adopter des politiques macroéconomiques et
financières saines pour minimiser les risques d'ouverture du compte capital. Deuxièmement, les
politiques et réglementations du secteur financier devraient viser à promouvoir le
développement des marchés financiers et à renforcer la stabilité financière. Troisièmement, les
politiques macroéconomiques saines sont associées à l’élaboration de politiques cohérentes
incluant le taux de change, le taux d'intérêt, les politiques fiscales et monétaires et les mettre en
œuvre efficacement pour faire face aux entrées de capitaux.
En somme, la libéralisation du compte capital suppose l’existence de pré-requis indispensables
pour bénéficier pleinement de ses avantages. Dans ce sens, l’économie marocaine devrait se
doter des moyens nécessaires pour être en mesure d’en tirer profit, de s’adapter aux chocs et de
faire face à la concurrence internationale, particulièrement, si le pays envisage de franchir une
étape avancée en terme de libéralisation du compte capital. A cet égard, une évaluation préalable
des éventuelles répercussions que pourrait induire cette réforme sur l’économie marocaine serait
souhaitable. C’est dans ce sens que nous espérons prolonger notre recherche.
Bibliographie :
Aloui, C. et Saidi, H. (2010). Capital Account Liberalization and Economic Growth: GMM System
Analysis, International Journal of Economics and Finance, Vol. 2, n. 5.
Ansari, N. et Taneja, D. (2018). Macroeconomic Effects of Capital Account Liberalization in India:
An Empirical Analysis The Indian Economy. Economic Journal, Vol. 64, Issue 1–4, pp. 23–42.
Bailiu, J. N. (2000). Private Capital Flows, Financial Development, and Economic Growth in
Developing Countries, Bank Of Canada, Working Paper n. 2000-15.
Barry, J. R. et Tamirisa, N. T. (1998). Why Do Countries Use Capital Controls? IMF Working Paper
n. 98/181.
Ben Ayeche, M. et Derbali, A. (2014). The Impact of Full Convertibility of the Dinar on the Macro-
Economic Situation in Tunisia, Management Studies and Economic Systems (MSES), Vol.1, Issue
4, pp. 213-228.
Benhabib A. et Zenasni, S. (2012). Capital Account Liberalization and Economic Growth in
Developing Economies: An Empirical Investigation, Working Papers on Global Financial Markets
n. 40.
Bhagwati, J. (1998). The Capital Myth: the difference between trade in widgets and dollars,
Foreign Affairs, Vol. 77, n. 3, p. 7-12.
Bicaba, Z., Brixiová, Z. et Ncube, M. (2015). Capital Account Policies, IMF Programs and Growth in
Developing Regions. African Development Bank Group, Working Paper n° 217.
Botta, A. (2018). Financial and Capital Account Liberalization, Financial Development and
Economic Development: A Review of Some Recent Contributions. Forum for Social Economics,
Revue ame ,Vol 2, No 4 (Octobre, 2020) 407-424 Page 423
Vol. 47 (3-4), pp. 362-377.
Bouhali, H. et Ziky, M. (2020). Contribution à l’évaluation des effets de la libéralisation du compte
capital sur les investissements directs étrangers au Maroc, Repères et Perspectives Economiques,
Vol. 4 n. 2, pp. 49-70.
Butkiewicz, J. L. et Yanikkaya, H. (2008). Capital Account Openness, International Trade, and
Economic Growth: A Cross-Country Empirical Investigation», Emerging Markets Finance and
Trade. Vol. 44. n. 2. pp. 15-38.
Chanda, A. (2001). The Influence of Capital Controls on Long Run Growth: Where and How Much?
Journal of Development Economics, Vol. 77, Issue 2, pp, 441-466.
Cherif, M. et Al. (2011). Does Capital Account Liberalization Spur Economic and Financial
Performance? New Investigation for MENA Countries». FEMISE. n° 33-06.
Chinn, M. D. et Ito, H. (2002). Capital Account Liberalization, Institutions and Financial
Development: Cross Country Evidence, NBER Working Paper n. 8967.
Dickey, D. A. et Fuller, W. A. (1981). The Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series
with a Unit Root, Econometrica. Vol. 49. n. 4.
Edwards, S. (2001). Capital mobility and economic performance: are emerging economies
different? University of California, Los Angeles and National Bureau of Economic Research, NBER
Working Paper n. 8076.
Fischer, S. (1998). Capital-account Liberalization and the Role of the IMF, Princeton Essays in
International Finance, 207.
Grilli, V. et Milesi-Ferretti, G. M. (1995). Economic Effects and Structural Determinants of Capital
Controls, IMF Working Paper n. 95/31.
Gritli, M. I. et Rey, S. (2017). Quel impact de la libéralisation du compte capital sur le
développement financier en Tunisie ? Les enseignements d’un modèle ARDL. Centre d’Analyse
Théorique et de Traitement des données économique, Working paper n° 1.
Henry, P. B. (2003). Capital account liberalization: theory, evidence, and speculation, National
Bureau of Economic Research, Working Paper n. 12698.
Henry, P.B. (2006). Capital Account Liberalization: Theory, Evidence, and Speculation, NBER
Working Paper n. 12698.
Honig, A. (2008). Addressing causality in the effect of capital account liberalization on growth.
Journal of Macroeconomics, vol. 30, issue 4, pp. 1602-1616.
Juselius K. (2006). The Cointegrated Var Model: methodology and applications, Oxford University
Press 12/2006, Consultation en ligne sur Books.google.co.ma.
Klein, M. W. (2003). Capital Account Openness and the Varieties of Growth Experience, NBER
Working Paper n. 9500.
Klein, M. W. et Olivei, G. (1999). Capital account liberalization, financial depth, and economic
growth, NBER Working Paper Series n. 7384.
Kraay, A. (1998). In Search of the Macroeconomic Effects of Capital Account Liberalization, World
Bank Working Paper (October).
Kwiatkowski, D. et Al. (1992). Testing the null hypothesis of stationarity against the alternative of
a unit root: How sure are we that economic time series have a unit root? Journal of Econometrics.
Revue ame ,Vol 2, No 4 (Octobre, 2020) 407-424 Page 424
Vol. 54(1-3). pp. 159-178.
Lahlou, K. (2019). Processus de libéralisation du compte capital: évolutions et défis pour
l’économie marocaine. ISSN (en ligne) : 2509-0658.
Mendoza, E. G., Quadrini, V. et Rios-Rull, J. V. (2007). Financial Integration, Financial Deepness
and Global Imbalances, NBER Working Paper n. 12909.
Miniane, J. (2004). A New Set of Measures on Capital Account Restrictions, IMF Staff Papers. Vol.
51. n. 2. pp. 276-308.
Mouley, S. (2012). Les enjeux de la libéralisation des comptes de capital dans les pays du sud de
la Méditerranée, Mediterranean Prospects Technical Report n. 11.
Perron, P. et Phillips, P. C. B. (1988). Testing for a Unit Root in Time Series Regression, Biometrika,
Vol. 75, n° 2, pp. 335-346.
Pesaran, H. et Shin, Y. (1998). An Autoregressive Distributed Lag Modelling Approach to
Cointegration Analysis, Econometrics and Economic Theory in the 20th Century the Ragnar Frisch
Centennial Symposium. Cambridge University Press. Ch. 11. pp. 371-413.
Pesaran, M. H. et Al. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships,
Journal of Applied Econometrics. Vol. 16(3). pp. 289-326.
Quinn, D. (1997). The correlates of change in international financial regulation, American Political
Science Review. Vol. 91. pp. 531-51.
Rachdi, H. et Saiidi, H. (2008). The link Between Capital account Liberalization and growth: A
Dynamic Panel Approach. SSRN Electronic Journal.
Rakshit, M. K. (2001). Globalisation of capital markets: Some analytical and policy issues.
Globalisation and Economic Development, Chap. 8, Publication d’ Edward Elgar.
Rodrik, D. (1998). Who needs capital account convertibility? Princeton Essays in In ternational
Finance n. 207, p. 55-65.
Toda, H.Y. et Yamamoto, T. (1995). Statistical Inference in Vector Autoregressions with Possibly
Integrated Processes, Journal of Econometrics. Vol. 66. pp. 225-250.