## I. INTRODUCTION L'hypothèse du péché original, déjà utilisée pour expliquer l'émergence des crises financières de troisième génération (Eichengreen et Hausmann, 1999; Krugman, 2001) sous l'angle des effets bilans, est souvent reprispour analyser les fragilités financières auxquelles font face les pays émergents et en développement (Borio et al., 2004; Eichengreen et al., 2005, 2007; Bordo et al., 2020). Le pêché original, est principalement appréhende, dans la litterature, comme l'incapacité des pays en développement à pouvoir libeller leurs emprunts dans leurs monnaies (Eichengreen et Hausmann, 1999; Haussman et Panizza, 2011)[^1]. Il faut noter, toute fois, que la présente définition n'est que le résultat des nombreuses mutations financières, puisqu'initialement ce phénomène désigne deux dimensions, la dimension internationale (l'incapacité des pays à s'endetter sur le plan exter deits leur propre monnaie), d'une part, et la dimension domestique(l'incapacité d'un pays à s'endetter sur le plan local, à long terme, à taux fixe et en monnaie domestique) pour laquelle l'aspect temporel a été introduit2[^2] (Prat, 2007). Ainsi, la prise en compte des effets négatifs d'un tel phénomène, en terme de risque systémique, en général, de valorisation de la dette en cas de dépréciation de la monnaie domestique (Bordo et al., 2016, 2020) en particulier, a orienté les analyses sur les solutions adéquates pour en faire face. A cet effet, trois grandes voies ont émergé (Aizenman et Lee, 2005; Eichengreen et al., 2007; Haussman et al., 2011; McCauley et Chan, 2014), la première s'intéresse au développement des marchés financiers domestiques afin de se prémunir du risque de change lié à l'endettement en devise (l'hypothèse de rédemPTION du péché original), la seconde voie, quant à elle, s'articleuple autour des stratégies de désendettement (hypothèse d'abstinence), tandis que la troisième voie traite de la couverture par les exportations (couverture naturelle3). Leprésent article s'intéresse particulièrement à cette dernière. A cet égard, nous cherchons à savoir si les gains d'exportations issus d'une dépréciation de la monnaie domestique sont de nature à absorber, même partiellement, l'effect de réévaluation de la dette extérieure dû à cette même dépréciation dans le cadre des pays membre d'une union monétaire telle que la CEMAC.[^5] Le choix de cette zone tient globalement au fait qu'elle est composée d'un ensemble de petites économies ouvertes sur l'extérieur preneuses de prix et donc qui ne disposent pas d'un pouvoir de negotiatedrans dans le de la monnaie de libellé des exportations. Par ailleurs, la CEMAC ne disposent pas de marché financier domestique développé, ce qui rend d'autant plus pertinent l'étude du role de la couverture naturelle. Le reste de l'article est composé d'une revue de la litterature (section 2), d'une discussion autour du besoin de la mesure du péché original (section 3), de la méthodologie (section 4), de l'estimation et de l'interprétation des résultats (section 5) et enfin de la conclusion (section 6). ## II. REVUE DE LA LITTERATURE Depuis le travail seminal d'Eichengreen et al. (1999), le péché original constitue une préoccupation majeure au sein des économistes, tant pour comprendre ses origines que pour appréhender ses effets sur l'économie des pays en développement. S'agissant tout d'abord de ses origines, les premiers travaux en ont distingué globalement deux, notamment, la diversification internationale du portefeuille d'actifs, d'une part, et, l'asymétrie de taille entre les pays, d'autre part. En effet, les analyses relatives aux déterminants du péché original montrent que ce phénomène reflète essentiellement les caractéristiques des marchés financiers mondiaux; ceci en s'appuyant sur une analyse des coûts et des bénéfices d'une diversification des portefeuilles au niveau global (Eichengreen, Hausmann et Panizza, 1999, 2005). En outre, en présence de coût de transaction, seuls les grands pays (pays industrialisés) sont en mesure d'emprunter à l'étranger dans leur propre monnaie. Ce fait échappe au contrôle des pays émergents et en développement qui ne peuvent que subir les conséquences de l'asymétrie de taille et des coûts de transaction entre pays (Eichengreen, Haussman et Panizza, 2005). Dans le prolongement de ces travaux, la litterature s'est penché sur les facteurs tels que la qualité des institutions, le choix de régime de changes, l'historique de défaut et de force inflation, la crédbilité monétaire ou encore de niveau de développement financier (Borio et Packer, 2004; Eichengreen et al., 2007). Ainsi, pour Caballero et Krishnamurthy (2003), la dette en devise étrangère provient du sous-developpement de marché financier local. Jeanne (2002) explique le péché original par une imparfaite crédibilité monétaire. Le péché original est donc renforcé par un faible degré de créditité, à l'origine d'une dollarisation de l'économie qui peut rendre les firmes vulnérables à une large dépréciation. Burnside, Eichenbaum et Rebelo (2001) montrent que la stabilité du taux de change aboutit à une augmentation du péché original. La stabilisation du taux de change génére, en effet, des problèmes d'aléa moral, ce qui incite à l'accumulation des positions non couvertes (surtout dans le secteur privé). Les possibilités de couverture existent, mais ne sont pas utilisées. C'est ainsi que l'on peut recommander un taux de change flottant afin d'encourager les firmes et les banques à se couvir contre le risque de change, et donc à valoriser correctement ce dernier. En ce qui concerne les analyses autour de ses effets sur l'économie[^4], le péché original se traduit par une importante « dollarisation» de la dette (le dollar constituant la principale monnaie de libellé de l'emprunt en devises) (Shin et Turner, 2015), ce qui est de nature à accroître la fragilité financière en cas de variations du taux de change. À terme, ces effets de bilans peuvent se traduire par une contraction de la production, une crise financière ou budgêtaire. Ainsi, l'exposition d'un secteur de l'économie au péché original fait peser sur ce dernier un risque d'autant plus important qu'il ne peut pas tracer de contreparties susceptibles de lui permettre d'avoir un actif dollarisé à la hauteur de son passif. Si ces dernières existent, une couverture est possible et se concrétise par la réalisation d'une transaction sur un marché. Celui-ci est le vecteur de propagation du péché original vers d'autres secteurs, qui seront touchés à leur tour par la dollarisation partielle de leur passif. Le péché original est alors une explication du risque systémique. Deux principaux enchainements peuvent être identifiés. Premièrement, la charge d'une dette dollarisée peut tout d'abord devenir trop lourde pour les firmes produitant des biens non échéangeables, entrainant l'insolvabilité de nombre d'entre elles. Ceci se répercute sur la solvabilité du secteur bancaire. La stabilité étant un bien public, l'Etat est pousse à intervenir devant les risques d'une faillite bancaire, ce qui alterée sa propre situation, rundout si ses fondamentaux ne pas solides. Deuxièment, la crise peut provenir directement du secteur public, dont l'effet boule de neige de l'endettement, lie au péché original, implique des difficultés de remboursement de ses dettes vis-à-vis du secteur bancaire. La crise se répercute alors sur les autres secteurs. A la suite de cette litterature, la question qui en a suivi est alors de savoir comment faire face à ce phénomène? Une vaste littérature s'en est alors interessée en se focalisant soit sur l'ajustement par les exportations (couverture naturelle) (Fujii, 2016), soit sur le développement des marché financiers domestiques (Haussman, 2005; Haussman et al., 2011) et soit sur l'abstinence (Haussman et al., 2011). Notre article s'intéresse à la première option. Ainsi, la prise en compte des effets relatifs au péché original remet au gout du jour la question des revenus en devises et donc des réserves de change d'un pays (Eichengreen et al., 2007). En effet, l'accumulation de réserves (favorisé par les exportations) est considérée comme une assurance contre les risques attachés au péché original5 (Aizenman et al., 2007; Fujii, 2016). Miller (1996) a démontré que plus le consommation mondiale d'un pays est importante dans une devise, plus ce pays a tendance à préter dans cette devise. En fait, si un pays importe d'un autre pays, il va donc préter à ce dernier pour que ces revenus couvrent ses charges. Krugman (2003) a, quant à lui, étudié le rapport entre le service de la dette extérieure et le taux de change, de sorte que, pour lui, « la balance des transactions courantes mesure l'ampleur et la direction de l'emprunt international ». En d'autres termes, un déficit du compte des transactions courantes incite le pays à emprunter la différence dans la devise de son partenaire principal d'exportation afin de réduire les effets de la variabilité du taux de change. L' étude de Krugman et al., (2003) rejoint celle de Miller (1996), puisque les auteur montrent une relation entre l'orientation (structure) du commerce extérieur et la libellation de la dette extérieure. Une telle configuration soulève la question de la monnaie de libellé des exportations. Il est ainsi nécessaire d'analyser la composition en devise des gains à l'exportation pour savoir si une dévaluation (dépréciation) stimule les exportations nettes de la même manière qu'elle réévalue la dette (Fujii, 2016). Cependant, le choix de celle-ci répond à d'autres incitations. Ce canalise les incertitudes auxquelles sont confrontés le pays producteurs et le pays acheteur, en termes de risque de change (Sokolova, 2015). Ainsi, la première génération de modèles néokeynésiens (NK) suppose que les prix sont déterminés dans la monnaie du pays producteur, ce que l'on appelle la facturation dans la monnaie du producteur» (PCP, Producer currency pricing) (Sokolova, 2015; Gourinchas et al., 2016). Dans ce paradigm, une dépréciation nominale réduit le prix des exportations par rapport aux importations (les termes de l'échange), améliorant ainsi la compétitivité. Par ailleurs, un deuxième paradigme de tarification s'est développé. Pour Devereux et Engel (2003) et Goldberg et Tille (2008, 2013), les prix sont plutôt supposés être déterminés dans la monnaie du marché de destination, appelée «facturation en monnaie locale» (LCP, Local currency pricing). Dans ce paradigme, une dépréciation nominale augmente le prix des exportations par rapport aux importations, une augmentation des termes de l'échange, réduisant ainsi la compétitivité. Les deux paradigmes ont été largement étudiés dans la litterature en ce qui concerne leurs prédictions pour les résultats domestiques et les retombées internationales. Toutefois, il y a très peu de preuves que la meilleure description de la tariffication sur les marchés internationaux soit conforme au PCP ou au LCP. Au lieu de cela, la grande majorité du commerce est facturée dans un petit nombre de monnaies internationales[^6], avec le dollar des États-Unis jouant un role démesuré (Eichengreen, 2011; Goldberg et Tille, 2013; Gourinchas et al., 2016). Une telle situation met en évidence les motifs stratégiques qui fondent l'analyse du besoin de la monnaie de libellé des exportations, à travers l'hypothèse de la « négociation de la facturation » (Goldberg et Tille, 2013; Parker, 2016). En effet, les travaux relativement récents (Friberg et Wilander, 2008; Goldberg et Tille, 2008 2013 et 2016) indiquent que l'idée conventionnelle du pouvoir de négociation unilateral des exportateurs sur la monnaie de libellé ne tient pas, étant donné que le contrat réel est négocié sur la base de trois facteurs fondamentaux, à savoir, le prix, la quantité, et la monnaie. Les trois possibités de tarification de la monnaie sont alors le PCP, le LCP et le VCP (Vehicule currencypricing). Les deux premiers sont liés aux économies du vendeur et de l'acheteur, le troisième représenté le besoin de la monnaie d'un pays qui ne participe pas au contrat d'exportation. La monnaie VCP la plus populaire est le dollar américain. Par conséquent, les deux pouvoirs de négociation de l'importateur et de l'exportateur sont considérés lors de la prise de décision sur la monnaie de libellé. Si les pouvors de négociation sont asymétriques et que les parties ont des préférences différentes, le choix de la monnaie est déterminé en faveur du parti qui détient un pouvoir de négociation plus élevé et peut donc ne pas être optimal pour la seconde partie. Aux termes de la transaction, la détermination du pouvoir de négociation se résumé à deux aspects: importance relative de l'importateur pour l'exportateur, importance relative de l'exportateur pour l'acheteur. Nosusourientonsverscettelettaturemaisen faisantabstractionde la questionde la compositionen devises desexportationset surtoutduchoixde leurmonnaie delibellé.Eneffect,les pays members de laCEMAC,étantdepetiteseconomiesouvertesciderées comme des «price taker»,ellesdisposentd'unpourvoirde négociationquasi nul.CetteconfigurationdonnaleansolquelespossibilitésPCPetVCPa cespays. ## III. DISCUSSION AUTOUR DE LA MESURE DU PÉCHE ORIGINEL EN ZONE CEMAC Eichengreen, Hausmann et Panizza ont construit des indicateurs de péché original international en se basant sur les statistiques concernant les valeurs mobilières et les créances bancaires publiées par la Banque des Règlements Internationaux (BRI). Le premier indicateur proposé OSIN1i est calculé en soustrayant à un le ratio des titres internationaux émis par le pays i dans sa propre monnaie sur la totalité des titres internationaux émis par le pays i: $$ OSIN1_{i} = 1 - \frac{\text{Titres émis par le pays i en monnaie i}}{\text{Titres émis par le pays i}} $$ Par conséquent, plus le ratio tend vers 0 (l'indicateur tend vers 1) et plus le pays est soumis au péché original, c'est à dire que la monnaie locale ne peut pas être utilisée comme la monnaie de libellé de la dette extérieure. Cet indicateur possède néanmoins quelques limites: d'une part, il fait ↔ réference uniquement à la dette sous forme de titres obligataires et ↔ néglige les autres types d'endettement (préts bancaires) et d'autre part, il ne prend pas en compte les possibiltés de couverture contre le risque de change par l'intérimédiaire (l'utilisation) des swaps (Eichengreen, Haussman et Panizza, 2003)[^7]. Les insuffisances relatives au premier indicateur ont conduit les auteurs à proposer trois autres indicateurs du péché original qui intègrent, bien que partiellement, les limites précédentes. Ces trois indicateurs sont construits comme suit: $$ \mathrm{I N D E X A} _ {\mathrm{i}} = \frac{\text{Titres} + \text{Pretsbancairesconsentisaupaysidanslesprincipalesmonnaie}}{\text{Titres} + \text{Pretsbancairesconsentisparlepaysi}} \tag{2} $$ $$ \operatorname{OSIN} 3 _ {\mathrm{i}} = \operatorname{Max} \left(1 - \left(\frac{\text{Titres é misparlepaysienmonnaiei}}{\text{Titres é misparlepaysi}}\right), 0\right) \tag{3} $$ $$ O S I N 2 _ {i} = M a x \left(I N D E X A _ {i}, O S I N 3 _ {i}\right) \tag {4} $$ Par définition, OSIN2i ≥ OSIN3i et empiriquement il sembleait qu'OSIN1i soit supérieur à OSIN2i. Ces indicateurs, et notamment OSIN3i ont été largement utilisés pour des études empiriques en ce qui concerne la capacité des économies emergentes à emprunter à l'étranger dans leur propre monnaie (Borio et Packer, 2004; Goldstein et Turner, 2004). En outre, d'autres auteurs ont développé d'autres indicateurs dans le but de quantifier le rapport dette en devises/dette totale. Ainsi, Burger et Warnock (2003) ontétendu la définition du péché originel aux marchés obligataires locaux tandis que Eichengreen et al., (2003, 2005) ne s'intéresseient qu'aux titres échangés à l'extérieur sur les marchés financiers internationaux. Les auteurs montrent en effet que le péché original est une conséquence indirecte d'un manque de crédbilité (historique d'inflation, politiques macroeconomiques et institutions défaillantes) entrainant un faible développement des marchés locaux de dette et donc un biais en ce qui concerne dans le besoin de la devise d'endettement. D'autres auteurs (Bordo et Meissner, 2005) ont proposé une classification différente du péché original suivant un aspect historique en s'intéressement précisé aux emprunts extérieurs des pays libellés en devises ou portant une clause de garantie en or. L'aspect historique de ces études est intéresseant dans la mesure où plusieurs faits marquants apparaisent très clairément: d'une part, au début du 20ème siècle, la place d'émission déterminait quasiment de manière systématique le libellé de la devise, d'autre part, le phénomène de péché original est persistant dans le temps étant donné que l'accession d'une monnaie au statut de monnaie clé dépend historiquement des relations commerciales et de la place occupée par le pays en matière de commerce et de finance. Ces indicateurs de péché original différé de ceux proposés par EHP (2002, 2003, 2005) étant donné qu'au début du siècle aucune nation n'émettait des titres libellés dans des monnaies « exotiques »: la pertinence des indicateurs OSIN proposés est alors remise en question en ce qui concerne les analyses duchioix de la devise d'endettement d'un point de vue historique (Bordo et Meissner, 2005). Enfin, Claessens et al., (2007) ont proposé d'analyser la composition en devises des obligations d'Etat en utilisant le logarithme des ratios obligations souveraines en monnaie locale/PIB, la part des obligations souveraines en devises/PIB ainsi que la part des obligations souveraines en devise/obligations totales. Dans certains pays en développement tels que les pays membres de la CEMAC, la mesure du péché original est difficile à établier. Ainsi, l'état embryonnaire du marché financier de la zone et le problème de la disponibilité des données pour le calcul des indicateurs OSIN, INDEXA, nous amène à utiliser le ratio de la dette extérieure libellée en dollar US[^8]. Le choix de cet indicateur réside dans le fait que l'endettement extérieur des pays membres de la CEMAC est entièrement libellé en monnaies étrangères. Il n'existe pas pour ces pays des possibités d'obtenir des prêts internationaux en franc CFA. Bien que nous sommes conscient que l'endettement libellé en dollar US est un indicateur partiel du péché original, nous trouvons qu'il en constitue une bonne mesure pour deux raisons dans la CEMAC (au-delà des raisons que nous venons d'évoquer). D'une part, cette dette représentée la part la plus importante du portefeuille de la dette extérieure de ces derniers, comme l'indique la figure 1 suivante.       Figure 1: L'évolution Des Parts Relatives Des Dettes En Devises De 1970 En 2017 Source: Auteur à partir des données de la Banque Mondiale (2019) La figure ci-dessus montre l'évolution des parts relatives des dettes libellées en monnaies étrangères sur la période 1970-2017 dans cinq (5) des six (6) pays membres de la CEMAC, la Guinée Equatorialie étant absente en raison de l' indisponibilité des données. On observe que la dette libellée en dollar US est plus élevée (sa courbe étant au-dessus des autres) et suit une progression croissant, comparativement aux dettes en DTS (Droits de Tirages Spéciaux), en Yen japonais, en Livre Sterling et en Euro. D'autre part, les exportations de biens et services des pays membres sont principalement exprimées en dollars, malgré les multiples partenaires commerciaux[^9], confirmant ainsi la préeminence du paradigme VCP pour ces économies. ## IV. METHODOLOGIE Nos prenons appui sur le modele Fujii (2016) qui analyse la relation entre la dette extérieure et le commerce international dans les pays à revenu moyen et faible. L'auteur analyse essentiellement la question de l'inadéquation de la composition en devise à la fois de la dette extérieure et des exportations, révélant ainsi les effets néfaste de la variabilité du taux de change en termes de bien-être. Comme l'auteur, nous verrons si l'effet expansionniste (les gains d'exportations liés à une variation du taux de change nominal) est de nature à couvir l'effet de valorisation de la dette extérieure (issu de la variabilité du taux de change). Nosusoudemarquonsde l'auteur,ennsuitant danslecadred'uneunionmonetaire commeexplicitéplus haut,d'une part,et en faisant abstractionde la problematique du bien-etre,d'autre part. Il s'agiten fait de voir si les exportations de la zone peuvent servir de couverture contre le péchéoriginel. ### a) Les Variables Du Modèle Il s'agit de la variable expliquée et des variables explicatives. #### $1^{\circ}$ La variable expliquée La variable expliquée retenue est le péché original augmenté du taux de change nominal $^{10}$ (A_OsIN) $^{11}$. Il s'agit en fait de prendre en compte l'effect de valorisation de la dette libellée en dollar américain (due aux variations du taux de change nominal). Nous la définissons comme suit: $$ A = U S _ {D o l l a r} \text{debt} _ {i t} * \Delta (N E R) $$ avec, $A_{-}OSIN_{it}$, le pêché original augmente des variations du taux de change nominal (augmented original sin) du pays i à la période courante; US_Dollar_debt_it, le ratio de la dette libellée en dollar américain du pays i à la période t; $\Delta(NER)$, les variations du taux de change. #### $2^{\circ}$ ) Les Variables Explicitatives Nous considérons quatre (4) variables explicatives: - Les gains d'exportations (A exporting). Il s'agit des gains d'exportations liés aux variations du taux de change. Prenant l'indice de la valeur des exportations comme proxy des exportations[^12], nous l'augmentons des variations du taux de change, comme décrit dans la formule suivante: $$ A = E X P O R T _ {i t} * \Delta (\text{NER}) $$ avec, i, le pays et t, le temps; A exporting, les gains d'exportations issus des variations du taux de change; $\Delta (NER)$, les variations du taux de change nominal. On s'attend à un signe négatif de son coefficient pour confirmer l'hypothèse selon laquelle la couverture naturelle est efficace pour les pays de notre échantillon. - L'inflation (INFL), qui sera approximée par le logarithme de l'indice des prix à la consommation (IPC). Il s'agit d'une mesure pertinente de l'inflation dans les pays en voie de développement, en général, et dans la CEMAC, en particulier, en raison de la part importante des dépenses de consommation. La Banque Centrale de cette zone monétaire se fonde d'ailleurs sur cet indicateur (l'IPC) pour mesurer l'inflation. Le choix de l'inflation n'est pas sans fondement puisque la littérature (Borio et Packer, 2004) montre que l'historique de forte inflation explique en partie le péché original. Ceci, est d'autant plus vrai qu'une faible crédibilité de la politique monétaire est associée à de niveaux élevés d'inflation, rendant difficile l'emprunt en monnaie domestique (Chamon, 2003). On peut alors s'attendre à un signe positif ou négatif de son coefficient, confirmant la corrélation entre les deux variables. - Le niveau de développement financier (FINDEV). Caballero et Krishnamurthy (2003) attribuent le péché original à un faible développement financier. Ce dernier est en général dû à la faiblesse de la base d'investisseurs. En effet, l'existence d'une base d'investisseur plus diversifiée et plus large, en constituent un facteur de développement financier, contribue à une hausse de l'emprunt en monnaie domestique. Nous allons mesurer cette variable par le ratio du crédit au secteur privé à l'instar de Borio et al. (2004). Un signe positif ou négatif de son coefficient est également attendu. - la solvabilité du gouvernement (SOLVENCY). La presence du péché original peut entacher la situation budgêtaire des gouvernements, puisqu'une dépréciation de la monnaie domestique est susceptible d'accroître les ratios d'endettement (Haussman et al., 2003; Mouandat, 2021). Une telle configuration est de nature à rendre la gestion de la dette difficile car le remboursement de la dette suggère de-disposer des excédents budgêtaires mais surtout des revenus en devises (Panizza et Flassbeck, 2008). Cette variable sera mesure par le solde budgétaire hors dont qui est la différence entre les recettes publiques et les dépenses publiques (dons exclus)[^13]. ### b) La Spécification Du Modèle Spécífé à des fins d'estimations, le modele prend la forme linéaire suivante: $$ A_{-}OSIN_{it} = \gamma_{0} + \gamma_{1} A_{-}OSIN_{it-1} + \gamma_{2} A_{-}EXPORT_{it} + \gamma_{3} INFL_{it} + \gamma_{4} FINDDEV_{it} + \gamma_{5} SOLVENCY_{it} + \varepsilon_{it} \tag{7} $$ avec, i le pays et t, l'indice temporel; $\gamma_0$, la constante du modele; $\gamma_i, i = [1 \ldots 5]$, les coefficients associés auxvariables explicatives du modele; $\varepsilon_{it}$, le terme de l'erreur qui suit une loi normale centree réduite. Notons que la variable $A_{OSIN_{it-1}}$, qui détermine la dynamique du modele, est incluse pour capter une éventuelle persistance du péché original en zone CEMAC. ## V. LA VERIFICATION EMPIRIQUE ET L'INTERPRETATION DES RÉSULTATS Nous nous situons dans le cadre d'une modélisation en panel dynamique. Il s'agit d'un cadre qui engendre une faible colinéarité entre les variables explicatives en syncrétisant à la fois la dimension individuelle et temporelle et tient compte simultanément de la dynamique de comportement et leur éventuelle hétérégénéité, ce qui n'est pas possible avec des séries temporelles ou en coupes transversales. Ce cadre est alors parfait pour étudier les unions monétaires hétérogenes, telle que la CEMAC. Les données utilisées proviennent de deux sources essentiellement. Celles du calcul de A_osIN et de A exporting sont issues à la fois de la base de donnée de la Banque Mondiale (la dette libellée en dollar américain) et de la base de donnée de la BEAC (le taux de change nominal). Les données des variables INFL, FINDEV et SOLVENCY proviennent également de la Banque Mondiale. La période d' étude va de 1995 à 2019 et le nombre de pays est de cinq (5), notamment, le Gabon, le Cameroun, le Congo, la République Centrafricaine et le Tchad. Le choix de ladite période et l'absence de la Guinée Equatorialie ont été conditionnés par la disponibilité des données. a) L'analyse Econométrique Préliminaire Tableau 1: Les Statistiques Descriptives <table><tr><td></td><td>A_OSIN</td><td>A exporting</td><td>INFL</td><td>FINDEV</td><td>SOLVENCY</td></tr><tr><td>Mean</td><td>4,262</td><td>4,903</td><td>1,976</td><td>8,799</td><td>10,020</td></tr><tr><td>Median</td><td>4,426</td><td>4,938</td><td>1,959</td><td>8,464</td><td>-0,9326</td></tr><tr><td>Maximum</td><td>4,768</td><td>6,127</td><td>2,272</td><td>22,056</td><td>166,988</td></tr><tr><td>Minimum</td><td>1,474</td><td>1,607</td><td>1,858</td><td>2,097</td><td>-23,990</td></tr><tr><td>Std. Dev.</td><td>0,624</td><td>0,779</td><td>0,086</td><td>4,490</td><td>31,279</td></tr><tr><td>Observations</td><td>125</td><td>125</td><td>125</td><td>125</td><td>125</td></tr></table> Le tableau 1 expose les statistiques descriptives de notre régression. Les valeurs maximes et minimales montrent l'existence d'un point aberrant pour la variable SOLVENCY. Ce tableau montre également de faibles disparités (écart-type) pour les variables A OSXIN, A exporting, et INFL mais une disparité relativement forte pour la variable SOLVENCY et FINDEV. ## i. L'analyse de la multicolinéarité La multicolinéarité est un problème qui survient lorsqu certaines variables du modele mesurent le même phénomène. Une multicolinéarité prononcée s'avéré problème, car elle peut augmenter la variance des coefficients de régression et les rendre instables et difficilles à interpréter. La lecture du tableau 2 ci-après prouve l'existence d'une faible corrélation entre la plupart des variables explicatives et la variable expliquée, mais une corrélation relativement élevée est observée entre l'effect de valorisation de la dette libellée en dollar américain et les gains d'exportations (0,517) (qui laisse presager une évuctuelle inefficacité de la couverture naturelle en zone CEMAC) et le développement financier et l'inflation (0,598). Ces corrélations partielles, étant compris entre 0,5 et 0,7, amènent à conclude à une multicolinéarité modérée, ce qui n'entache pas la robustesse des résultats. En effet, tant qu'il n'este pas de colinéarité parfaite, la multicolinéarité ne viole pas les hypothèses liées au modele (Cosnefroy et Sabatier, 2011). Tableau 2: La Matrice Des Corrélations <table><tr><td></td><td>A_osIN</td><td>AExport</td><td>INFL</td><td>FINDEV</td><td>SOLVENCY</td></tr><tr><td>A_osIN</td><td>1,000</td><td>0,517</td><td>0,283</td><td>0,075</td><td>-0,347</td></tr><tr><td>A exporting</td><td>0,517</td><td>1,000</td><td>0,198</td><td>-0,163</td><td>-0,206</td></tr><tr><td>INFL</td><td>0,283</td><td>0,198</td><td>1,000</td><td>0,598</td><td>-0,355</td></tr><tr><td>FINDEV</td><td>0,075</td><td>-0,163</td><td>0,598</td><td>1,000</td><td>-0,150</td></tr><tr><td>SOLVENCY</td><td>-0,347</td><td>-0,206</td><td>-0,355</td><td>-0,150</td><td>1,000</td></tr></table> Source: Auteur ## ii. Le Test D'indépendance L'estimation d'un modele de panel nécessite de vérifier au préalable la dépendance inter-individuelle des séries. L'intérêt de cette étape est de guider le modélisateur sur la méthode à privilégier pour les tests de racine unitaire et de cointégration, d'une part, etURTout pour l'estimateur approprié, d'autre part. Bien qu'il existe d'autres tests, à l'instar du test LM de Breusch et Pagan (1980) et du test LM échelonné de Pesaran (2004), nous utilisons ici le test CD (cross dependence) de Pesaran (2004) qui s'accommodeaux données de panel contenant de faibles unités transversales et temporelles. Ce test est fondé sur une statistique CD qui se décline comme suit: $$ C D = \sqrt {\frac {2 T}{N (N - 1)}} \left(\sum_ {i = 1} ^ {N - 1} \sum_ {j = i + 1} ^ {N} \hat {\rho} _ {i j}\right) \tag {6} $$ avec, i et j, les indices d'individu; t, l'indice de temps; N et T, respectivement le nombre d'individus et le nombre de mesures de temps; $\pmb{\rho}$, l'estateur de corrélation entre les erreurs. Le tableau suivant résumé le résultat de ce test. Il montre que nous sommes en présence d'une dépendance interindividualue. En effet, on observe que la probabilité de la statistique CD est inférieure à 5%. Tableau 3: Le Test D'indépendance De Pesaran (2004) <table><tr><td>Test</td><td>Statistic</td><td>Prob.</td></tr><tr><td>Breusch-Pagan LM</td><td>18,365</td><td>0,049</td></tr><tr><td>Pesaran scaled LM</td><td>1,870</td><td>0,061</td></tr><tr><td>Pesaran CD</td><td>3,607</td><td>0,000</td></tr></table> Source: Auteur ## iii. Le Test De Racine Unitaire Nous effectuons un test de racine unitaire afin de vérifier la stationnariaté des variables du modele. Nous privilégions, à cet effet, un test de seconde génération qui est fondée sur l'hypothèse de dépendance inter-individuelle. En effet, contrairement aux approches développées dans le cadre des tests de première génération, les tests de deuxieme génération ne considérant pas nécessairement que les correlations inter-individuelles de la variable expliquée sont uniquement dues à une corrélation inter-individuelle des résidus. Ils envisagent notamment le cas où les correlations de cette variable proviennent de la présence d'une ou plusieurs composantes communes. Tout le problème consiste alors a proposer le test permettant la prise en compte la plus générale des différentes formes possibles de dépendance entre individus. Nous utilisons le test de Pesaran (2007), qui analyse l'existence d'une racine unitaire dans un contexte de dépendance interindividuelle en augmentant le test d'lm, Pesaran et Shin (2003). Ce qui permet d'obtenir un modèle augmenté de type CIPS (Cross-Sectionaly Augmented IPS). La statistique est définitie ainsi qu'il suit: $$ C I P S (N, T) = N ^ {- 1} \sum_ {i = 1} ^ {N} t _ {i} (N, T) \tag {7} $$ avec, ti(N,T) est la statistique de Dickey-Fuller Augmentede transversalement pour la ième unité de la section transversale. Les résultats du test sont résumés dans le tableau suivant. Tableau 4: Le Test De Pesaran (2007) <table><tr><td>Variables En Niveau</td><td>CIPS</td><td>Conclusion</td><td>Variables En Différence Première</td><td>CIPS</td><td>Conclusion</td></tr><tr><td>A_OSIN</td><td>1,318</td><td>NS</td><td>D(A_OSIN)</td><td>-3,099***</td><td>I(1)</td></tr><tr><td>A_OSIN (-1)</td><td>-1,328</td><td>NS</td><td>D(A_OSIN (-1))</td><td>-3,015***</td><td>I(1)</td></tr><tr><td>A-export</td><td>-2,484**</td><td>I(0)</td><td>D(A_export)</td><td>-3,462***</td><td>I(1)</td></tr><tr><td>INFL</td><td>-1,668</td><td>NS</td><td>D(INFL)</td><td>-3,771***</td><td>I(1)</td></tr><tr><td>FINDEV</td><td>-1,986</td><td>NS</td><td>D(FINDEV)</td><td>-3,879***</td><td>I(1)</td></tr><tr><td>SOLVENCY</td><td>-2,040</td><td>NS</td><td>D(SOLVENCY)</td><td>-3,782***</td><td>I(1)</td></tr></table> Le tableau 4 montre que toutes les variables du modele sont stationnaires en differencepremiere. Il estalors possible de vérifier l'existence d'une relation a long-terme entre la variable A_OsIN et lesvariables A exporting, INFL, FINDEV et SOLVENCY. ## iv. Le Test De Cointégration De Westerlund (2007) La cointégration est une propriété essentielle en économétrie. Elle permet de vérifier si les séries étudiées ont une relation à long-terminé. Nous utilisons le test de Westerlund (2007) qui présente l'avantage de préindre en compte la dépendance entre les observations et l'héterogénéité des paramètres. Il s'agit d'un test qui est constitué en fait de quatre tests: $G_{a}$, $G_{t}$, $P_{a}$ et $P_{t}$. Les deux premiers tests sont appelés tests de moyennes de groupe et l'hypothèse alternative est qu'au moins une observation possée des variables cointégées. Les deux derniers sont nommés des tests de panel et dans ce cas, l'hypothèse alternative est que le panel, considéré comme un tout, est cointégré. Tableau 5: Le Test De Westerlund (2007) \\begin{table}[h!] \\centering \\begin{tabular}{I^ccI^cc|} \\hline Statistic & Value & z-value & p-value \\ \\hline $G_{t}$ & -3,931 & -3,480 & 0,000 \\ \\hline $G_{a}$ & -6,613 & 1,851 & 0,968 \\ \\hline $P_{t}$ & -8,912 & -3,793 & 0,000 \\ \\hline $P_{a}$ & -5,949 & 0,990 & 0,839 \\ \\hline \\end{tabular} \\end{table} <table> <tr> <td>Statistic</td> <td>Value</td> <td>z-value</td> <td>p-value</td> </tr> <tr> <td>$G_{t}$</td> <td>-3,931</td> <td>-3,480</td> <td>0,000</td> </tr> <tr> <td>$G_{a}$</td> <td>-6,613</td> <td>1,851</td> <td>0,968</td> </tr> <tr> <td>$P_{t}$</td> <td>-8,912</td> <td>-3,793</td> <td>0,000</td> </tr> <tr> <td>$P_{a}$</td> <td>-5,949</td> <td>0,990</td> <td>0,839</td> </tr> </table> Selon le tableau 5, l'hypothèse de cointégration est acceptée pour les tests $G_{t}$ et $P_{t}$ avec un taux de significativité de $5\%$. On peut ainsi concler il existe au moins une relation de long-terme entre les variables du modele. ### b) L'estimation Du Modèle L'estimation de notre modele repose sur la méthode de panel dynamique hétérôme à coefficients communés corrélés (Pesaran, 2015; Ditzen, 2018). Il s'agit d'une nouvelle classe de modele économique dont l'avantage est de prendre en compte la dépendance en coupe transversale des observations et l'hétérénéité des paramètres du modele. Son interet est avéré dans le cas où les observations de l'échantillon sont des pays, d'une part, et membres d'une union monétaire, d'autre part. En effet, ces pays peuvent avoir en commun des facteurs qui sont susceptibles d'être corréés avec certaines variables indépendantes du modele. Pour le cas des pays de la CEMAC, on peut prendre l'exemple du chic pctrolier de 2014 (baisse drasticique du cours du baril de petrole) qui a eu des effets commons sur leurs économies[^14]. L'estimation en panel dynamique hétérôme à coefficient communés correlés supporte l'estateur des effets correlés commun (CCE) de Pesaran (2006), l'estateur des effets correlés commun dynamiques (DCCE), proposé par Chudik et Pesaran (2015), l'estateur du groupe moyen (MG, Pesaran et Smith, 1995) et l'estateur du groupe moyen regroupé (PMG, Pesaranet. al 1999). Les résultats de l'estimation sont inscrits dans le tableau 6 suivant: Tableau 6: Résultats De L'estimation <table><tr><td></td><td colspan="3">Variable expliquée: A OSIN</td></tr><tr><td>Variables</td><td>Coefficients</td><td>Statistiques</td><td>Prob</td></tr><tr><td>A OSIN(-1)</td><td>0,257</td><td>2,33</td><td>0,020</td></tr><tr><td>A exporting</td><td>0,240</td><td>0,65</td><td>0,517</td></tr><tr><td>INFL</td><td>-0,790</td><td>-0,35</td><td>0,730</td></tr><tr><td>FINDEV</td><td>0,069</td><td>1,72</td><td>0,080</td></tr><tr><td>SOLVENCY</td><td>-0,010</td><td>-2,29</td><td>0,022</td></tr><tr><td colspan="4">R-squared: 0,18R-square (MG): 0,97F-stat: 6,52Prob(F-stat): 0,00Nombre d&#x27;observations: 120</td></tr></table> La lecture du tableau 6 montre que le modele est globalement significatif car la probabilité de Fisher est nulle (Prob (F) $< 0,05$ ). De plus, il ressort que le péché original est un phénomène persistant dans les pays membres de la CEMAC. En effet, on observe que la variables A OSXIN (-1) est positive et significative, exprimant l'idée qu'un accroissement de $5\%$, augmente le péché original de la période courante de $25,7\%$. Par ailleurs, la variable A exporting, qui représenté l'effet expansionniste des exportations, n'a pas le signe attendu. Elle est par contre positive mais non significative, ce qui montre que les gains d'exportations liés aux variations du taux de change nominal ne couvrent pas l'effect de valorisation du péché original resultant de ces mêmes variations. Un tel résultat permet de voir que la couverture naturelle n'est pas efficace en zone CEMAC. Le variable INFLn'explique pas le péché original dans la zone, puisque sa probabilité estsupérieure à $1\%$, $5\%$ et $10\%$. Ainsi, l'inflation n'est pas de nature à affecter l'évolution du péché original dans la CEMAC. La variable FINDEV est, quant à elle, positive et significative. Le niveau de développement est unelication de la présence du péché original dans la CEMAC. Toutefois, cette explication est très marginale $(6,9\%)$ à un niveau de risque de $10\%$. Ceci est cohérent puisqu'il s'agit d'une zone composée d'un ensemble de petites économies pauvres possédant un marché financier domestique embryonnaire, même si quelques évolutions sont observées depuis 2010 (Magnan-Marionnet, 2016). Enfin, la solvilité des gouvernents contribuient à réduire le péché original, même si cette réduction n'est que de l'ordre de $1\%$ lorsque la variable SOLVENCY augmente de $5\%$. ### c) L'interprétation Des Résultats Les résultats de nos estimations ont montré l'inefficacité de la couverture naturelle en zone CEMAC. Un tel résultat pourrait globalement s'explain par la persistence des déficits du compte de transactions courantes. En effet, une adéquation parfaite entre la composition en devise de la dette et celle du commerce extérieur est une condition nécessaire à l'efficacité de la couverture nature. L'explication tient au fait que, dans cette situation, les effets des fluctuations du taux de change en termes de valorisation de la dette en devises sont susceptibles d'être neutralisés par les gains ultérieurs d'exportations issus de ces mêmes fluctuations, au moins en moitié, permettant ainsi d'éviter les crises de la dette (Fujii, 2016). Or, la lecture des résultats (tableau 6) montre que dans la CEMAC, cette situation ne se vérifie pas. La valorisation de la dette libellée en dollar US n'est pas compensée par les gains d'exportation. Ce résultat pourrait être expliqué par le fait que les pays membres de cette zone sont des importateurs nets. Les exportations ne sont alors pas suffisantes pour réduire la vulnérabilité aux fluctuations du taux de change nominal. Lafigure 2 suivante montre l'évolution du solde commercial des pays de l'échantillon entre 2001 et 2019.  Figure 2: L'évolution Du Solde Commercial Entre 2001 Et 2019 Cette figure montre que la plupart des pays membres de la CEMAC font face à une persistence du déficit de la balance commerciale sur la période 2001-2019, même si on observe une différence pour le Tchad, qui seul possède une situation inverse. Ceci confirme l'idée que le commerce extérieur ne constitue pas une couverture contre le péché original etURTout ses effets en termes de valorisation de la dette libellée en dollar américain. Une insertion plus accrue au commerce extérieur est une condition sine qua non à l'efficacité de la couverture naturelle. ## VI. CONCLUSION Leprésent travail a analysé la question de la couverture naturelle dans la CEMAC sur la période 2000-2019. Nous trouvons que cette dernière n'est pas efficace, autrement dit, l'effet de valorisation de la dette libellée en dollar US n'est pas neutralisé par les gains d'exportations. Notre approche est originale, tant économique qu'économétrique. En effet, sur le plan économique, la question de la couverture naturelle n'a encore jamais été analysée dans les pays de la CEMAC, d'une part, et nous utilisons une approche du péché originale différente de la littérature en proposant un indicateur original et pertinent pour ce type de pays, d'autre part. Sur le plan économique, nous utilisons une classe nouvelle de modèle économétrique dont l'avantage est de fournir des résultats qui prennten en compte la dynamique dans un panel hétérôme sous l'angle de la dépendance interindividuelle (Chudik et al., 2015). Un tel cadre est cohérent dans les analyses des unions monétaires hétérôgènes, telle que la CEMAC. Les résultats de nos estimations invitant à repenser l'insertion des pays de la CEMAC au commerce mondial, étant entendu qu'une insertion fondée sur le développement d'exportations à grande échelle est une condition sine qua non à l'efficacité de la couverture naturelle. ### ANNEXE Westerlund (2007) xtwest A OSX IN A exporting INFL FINDEV SOLVENCY, constant lags(1) leads(0) Calculating Westerlund ECM panel cointegration tests..... Results for H0: no cointegration With 5 series and 4 covariates <table><tr><td>Statistic</td><td>Value</td><td>Z-value</td><td>P-value</td></tr><tr><td>Gt</td><td>-3.931</td><td>-3.480</td><td>0.000</td></tr><tr><td>Ga</td><td>-6.613</td><td>1.851</td><td>0.968</td></tr><tr><td>Pt</td><td>-8.912</td><td>-3.793</td><td>0.000</td></tr><tr><td>Pa</td><td>-5.949</td><td>0.990</td><td>0.839</td></tr></table> <table><tr><td>Statistic</td><td>Value</td><td>Z-value</td><td>P-value</td></tr><tr><td>Gt</td><td>-3.931</td><td>-3.480</td><td>0.000</td></tr><tr><td>Ga</td><td>-6.613</td><td>1.851</td><td>0.968</td></tr><tr><td>Pt</td><td>-8.912</td><td>-3.793</td><td>0.000</td></tr><tr><td>Pa</td><td>-5.949</td><td>0.990</td><td>0.839</td></tr></table> Common-Correlated Effects estimation of heterogeneous dynamic panel . xtdcce2 A OSX D.A OSX A exporting INFL FINDEV SOLVENCY, crosssectional(A exporting INFL FINDEV SOLVENCY) cr_lags(0) (Dynamic) Common Correlated Effects Estimator - Mean Group <table><tr><td>Panel Variable (i): Id</td><td colspan="2">Number of obs = 120</td></tr><tr><td>Time Variable (t): years</td><td colspan="2">Number of groups = 5</td></tr><tr><td>Degrees of freedom per group: without cross-sectional averages = 18 with cross-sectional averages = 14</td><td colspan="2">Obs per group (T) = 24</td></tr><tr><td>Number of cross-sectional lags = 0</td><td colspan="2">F(50, 70) = 6.52 Prob &gt; F = 0.00</td></tr><tr><td>variables in mean group regression = 25</td><td colspan="2">R-squared = 0.18</td></tr><tr><td>variables partialled out = 25</td><td colspan="2">R-squared (MG) = 0.97</td></tr><tr><td></td><td colspan="2">Root MSE = 0.09</td></tr><tr><td></td><td colspan="2">CD Statistic = 2.30</td></tr><tr><td></td><td colspan="2">p-value = 0.0213</td></tr></table> <table><tr><td>A_osIN</td><td>Coef.</td><td>Std. Err.</td><td>z</td><td>P&gt;|z|</td><td colspan="2">[95% Conf. Interval]</td></tr><tr><td>Mean Group:</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>A exporting</td><td>.2407159</td><td>.3715683</td><td>0.65</td><td>0.517</td><td>-.4875445</td><td>.9689763</td></tr><tr><td>INFL</td><td>-.7909411</td><td>2.287909</td><td>-0.35</td><td>0.730</td><td>-5.275159</td><td>3.693277</td></tr><tr><td>FINDEV</td><td>.0687849</td><td>.0399235</td><td>1.72</td><td>0.085</td><td>-.0094637</td><td>.1470336</td></tr><tr><td>SOLVENCY</td><td>-.0106231</td><td>.0046388</td><td>-2.29</td><td>0.022</td><td>-.019715</td><td>-.0015311</td></tr><tr><td>D.A_osIN</td><td>.2568605</td><td>.1100074</td><td>2.33</td><td>0.020</td><td>.04125</td><td>.4724711</td></tr></table> [^1]: Pour Eichengreen et al. (2007) et Haussmann et Panizza (2011), presque tous les pays sont affectés par ce phénomène de péché original homis les pays émetteurs des cinq plus grandes monnaies (le Dollar américain, la Livre Sterling, l'Euro, le Yen et le Franc suisse). _(p.1)_ [^4]: Cet article ne s'intéresse pas à cette partie de la litterature, déjà bien documentée. Le lecteur peut par exemple consulter l'article d'Akmar et al. (2005) pour des explications plus détaillées. _(p.2)_ [^6]: Le dollar américain, l'Euro, le Yen, la Livre Sterling et aujourd'hui la monnaie chinoise, pour ne citer que celles-là. _(p.3)_ [^7]: L'utilisation de données provenant de la BRI (Banque des Règlements Internationaux) implique que l'on comptabilise uniquement la dette des économies émergentes détenues par les banques reportant à la Banque des Règlements Internationaux. Autrement dit, les auteur ne tiennent pas compte des engagements externes détenus par des organismes publics (dette multilaterale, bilatérale...) ni de la dette externe détenue par le secteur privé non financier. En outre, il faut considérer que les préts bancaires non consentis dans les principales monnaies le sont dans la monnaie locale. Ces restrictions impliquent donc un bias lors du calcul des indicateurs de péché original. _(p.4)_ [^8]: Le pourcentage de cette extérieure à long terme publique et garantie par l'Etat contractée en dollars américain. _(p.5)_ [^9]: USA, la Zone Euro, Chine, Japon, Australie, Emirats Arabes Unis, Inde... _(p.5)_ [^12]: Les valeurs des exportations sont la valeur actuelle des importations (f.o.b) convertie en dollars américains et exprimée en pourcentage de la moyenne pour la période de referencia (2000). _(p.6)_ [^13]: Meme si un nouvel indicateur de la solvabilité budgêtaire a été admis dans la CEMAC en 2017, notamment le solde budgêtaire de référence. Il est fondé sur le solde budgêtaire global et intègre une règle d'épargne financière des ressources petrolières. Il prend en compte toutes les recettes, y compris les dons, et n'exclut aucune dépense. Le solde budgêtaire de ↔héquence est égal au solde budgêtaire global moins l'épargne financière de l'année. Il est définit en pourcentage du PIB et doit être supérieur ou égal à 1,5%. En tablant sur un seuil de -1,5% du PIB, le nouveau solde offre une certaine flexibilité temporelle dans la poursuite de l'équilibre budgêtaire. _(p.7)_ [^14]: Les pays membres de la CEMAC, étant majoritairement dépendants du petrole, sont vulnérables à une baisse du cours du baril. _(p.9)_ [^2]: Cf. Prat (2007) et Haussman et Panizza (2011) pour des détails sur le sujet. _(p.1)_ [^3]: Par couverture naturelle, il est entendu, la constitution d'un portefeuille de dette en parfaite adequation avec la structure du commerce extérieur. Celle-ci presente l'avantage de son coût quasi nul. _(p.1)_ [^5]: Un pays qui ne dispose pas de revenus en devises subit les effets de la variabilité du taux de change de façon extréme (Fujii, 2016). _(p.2)_ [^10]: Le tau de change franc CFA/dollar US. _(p.6)_ [^11]: Nous prendrons le logarithme. _(p.6)_

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