Revue El Manara, n°06, Décembre 2018

Impact des Instruments de la Politique Budgétaire sur la Croissance Economique en

Algérie (1970-2017)

Dr. Amani Ismail

Maitre-Assistant B/ Université d’Oran 2 Mohammed Ben Ahmed
Résumé :

Cet article vise à mesurer l’impact des instruments de la politique budgétaire ; dépenses
courantes, investissements publics, fiscalité ordinaire, recettes fiscales et dette publique sur la
croissance économique et l’inflation. L’étude est réalisée à travers un modèle à correction
d’erreur et appliquée sur l’économie algérienne sur une période allant de 1970 à 2017, dont
les estimations sont réalisées par la méthode des moindres carrés.

Les résultats démontrent un impact positif mais faible des dépenses budgétaires globales, du
seulement aux dépenses courantes, les investissements publics n’ayant aucun effet alors que
les recettes budgétaires et la dette public exercent un impact négatif. Par contre concernant
l’effet sur les prix, les dépenses courantes provoquent une faible inflation alors que les
dépenses d’investissement et l’imposition la réduisent.

Mots-clés : Politique budgétaire, croissance, inflation, MCE, régression

Abstract :

This paper aims to assess the effect of fiscal policy instruments; current expenditures, public
investment, taxation revenues, hydrocarbon revenues and debt on economic growth and
inflation. An error correction model is used in this study and applied to the algerian economy
over a period from 1970 to 2017, while the estimations are made using the least squares
method.

The results show a positive but weak impact of global public expenditures, due lonely to
current expenditures, as public investments has no noticeable effect, while public revenues
and public debt have a negative impact. As for the effect on prices, current expenditure causes
low inflation, while investment expenditure and taxation reduce it.

Keywords: fiscal policy, growth, inflation, ECM, regression

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1. Introduction :

Les effets de la politique budgétaire font toujours débats dans la littérature économique.
D’ailleurs le rôle interventionniste de l’état n’a été reconnu qu’au début du 20 ème siècle et
l’émergence des idées keynésiennes. Depuis, les économistes de ce courant et les économistes
classiques, néoclassiques et nouveaux classiques, s’opposent sur la nature des interventions et
l’impact qui en découle.

Si pour les keynésiens, les dépenses budgétaires encouragent la croissance économique en

stimulant la consommation des ménages, eux-mêmes attirant plus d’investissements. Pour les
classiques, les effets d’éviction sont beaucoup trop important pour permettre un effet positif
sur ces derniers, allant même jusqu’à considérer des effets négatifs notamment sur les
investissements privés. Plus tard d’autres approches ce sont développées, avec
l’amenuisement des ressources budgétaires, axées plus sur une utilisation optimale de ces
instruments, insistant donc sur les effets individuels de chaque type de dépenses et recettes.

Par ailleurs, les interventions budgétaires de l’état en Algérie ont, depuis l’indépendance, été
plus ou moins importantes selon les orientations économiques et politiques des
gouvernements en place. De politiques d’investissements publics axés sur l’industrialisation
de l’économie dans le cadre d’un système de planification à une libéralisation progressive de
l’économie en maintenant une intervention budgétaire importante de l’état plus axées sur les
secteurs sociaux et privilégiant une relance économique par la demande.

Ainsi, l’objectif principal de cette étude est de mesurer l’impact de la politique budgétaire sur
la croissance économique et l’inflation en Algérie. Pour cela nous étudions d’abord l’effet des
dépenses et recettes budgétaires globales, puis dans un second temps, nous nous intéressons
aux impacts individuels des composantes de ces derniers ; dépenses courantes,
investissements publics, fiscalité ordinaire et fiscalité des hydrocarbures, en plus des effets de
la dette public.

Pour répondre à cet objectif, nous utilisons un modèle à correction d’erreur MCE inspiré par
des travaux de la banque mondiale sur les pays en développement. Les estimations sont
réalisées par la méthode des moindres carrés sur les données de l’économie algérienne sur une
période allant de 1970 à 2017. Avant, nous commençons par une revue de la littérature
théorique et empirique de ces effets, dans le monde et en Algérie particulièrement.
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2. Une revue de littérature sur les effets de la politique budgétaire :

L’impact de la politique budgétaire suscite un vif débat au centre de la politique économique

de chaque pays depuis le début du 20ème siècle et l’apparition des idées interventionnistes
keynésiennes. Cette opposition théorique fût, d’abords, axée sur le court terme dans une
perspective de demande, puis élargie au long terme dans une perspective d’offre à partir de la
moitié de ce siècle. Ce débat s’est encore accentué depuis la crise économique du début du
21ème siècle et l’amenuisement des ressources financières des pays.

Ainsi nous aborderons les différents développements théoriques et empiriques dans ce

domaine façonnés par ce débat en partant du classement fait par Michael Boskin (1988) en,
trois niveaux ; soutient de la croissance et réduction du chômage, frein à la croissance en
évinçant les investissements et finalement une neutralité de la politique budgétaire.

1.1. La politique budgétaire frein à la croissance économique :

L’approche néoclassique, et notamment celle des monétaristes, est devenue dominante à partir
des années 60, selon Douglas Bernheim (1989), ceci grâce notamment à l’insistance sur la
notion d’effet d’éviction. Pour ces derniers les déficits occasionnent des effets d’éviction
importants qui freinent les perspectives de croissance et accélèrent l’endettement extérieur.
Ainsi, pour Milton Friedman (1970) la politique budgétaire sans une politique monétaire
d’accompagnement n’exerce aucun effet significatif sur la croissance économique. Ces effets
d’éviction sont de deux types ;

Eviction directe, qualifié d’ultrarationalité par Willem Buiter (1990), induit que toute hausse
des dépenses budgétaires s’accompagne d’une baisse de la consommation ou de
l’investissement privé, les agents économiques, rationnels, anticipant une substitution de ces
derniers par les dépenses de l’état. Cette hypothèse est notamment valable, selon Sam Peltzam
(1973), pour les dépenses d’éducation, de santé ainsi que les cotisations de retraite.

Eviction indirecte, lorsque l’état finance son déficit sur les marchés financiers, augmentant la
demande de fonds prêtables et de fait les taux d’intérêt.  La demande privé liée à ce dernier,
notamment l’investissement, diminue en réaction à cette hausse. De même qu’une émission
d’une dette intérieure, dans une situation proche du plein emploi, augmente la richesse des
agents privés qui augmentent leur consommation au détriment de l’investissement.
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Cependant, les économistes keynésiens critiquent cet effet d’éviction en considérant qu’un
déficit budgétaire exerce un impact positif et rapide sur le revenu qui permet de générer une
épargne nouvelle et donc une augmentation des fonds prêtables qui permet de satisfaire la
demande nouvelle sans hausse significative des taux d’intérêt.

Dans la ligné néoclassique, existe un courant d’économistes hyperclassiques qui insistent sur
les effets négatifs des politiques de relance budgétaire et préconise des politiques de rigueur
dont ils démontrent les bienfaits, à travers, principalement, des études empiriques. Ainsi, en
étudiant les contractions budgétaires dans dix pays européens, Francesco Giavazzi & Marco
Pagano (1990), démontrent que ces politiques de rigueur, baisse des dépenses ou hausse des
impôts, ont un effet positif sur la croissance économique. On retrouve les même résultats
dans l’étude d’Alesina & Perotti (1995) et, à un moindre degré, celle de Philippine Cour &
Jean Pisani-Ferry (1995).

Manfred Hellwing & Martin Neumann (1987), expliquent que l’effet direct d’une contraction
budgétaire est négatif sur la croissance économique, cependant, l’effet indirect induit sur la
demande globale par les anticipations optimistes des agents économiques est positif
permettant de couvrir l’impact négatif. Cette théorie est, selon les auteurs, valable si la
politique budgétaire est crédible, poursuivant un objectif de consolidation budgétaire à moyen
et long terme.

1.2. La politique budgétaire neutre :

La neutralité de la politique budgétaire est associée notamment à la théorie d’équivalence

ricardienne qui a été réhabilitée par Robert Barro (1974). Cette théorie part du principe que
les ménages, rationnels, élaborent un plan intertemporel et intergénérationnel de
consommation et d’épargne qualifié d’optimal, selon Solow (2002), suivant la théorie du
revenu permanent du cycle de vie RPCV. Les ménages sont considérés comme ricardiens s’ils
savent et incorporent dans leurs anticipations la contrainte d’équilibre inter-temporel de l’état.
Donc ces derniers anticipent une hausse des impôts suite à une hausse du déficit public,
dépenses publics, en ce sens, ils ne considèrent pas la dette publique comme une richesse pour
eux.

Ainsi, suite à une politique d’expansion budgétaire, le revenu disponible des ménages
augmente certes. Cependant, ces derniers anticipent des impôts supplémentaires dans le futur,
destinés à financer l’emprunt qui a servi à la réalisation de la politique budgétaire
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expansionniste. De fait, les ménages reviennent à leur affectation intertemporelle optimale. En

ce sens, les ménages génèrent un surcroit d’épargne privée qui compense la désépargne
publique, laissant l’épargne national inchangée, équivalence entre épargne publique et privée,
ce qui explique la neutralité de la politique budgétaire au sens du principe de l’équivalence
ricardienne. Cette théorie est d’ailleurs vérifiée empiriquement dans un sondage récent réalisé
par Mathew Shapiro & Joel Slamrod (2009).

Par ailleurs, la théorie des Cycles Réels des Affaires RBC (Real Business Cycle) introduite
par Finn Kydland & Edward Prescott (1982) puis élargie par B. Long & C. Plosser (1983) ni
tout impact à la politique budgétaire. Cette théorie est basée sur la demande d’un seul agent
rationnel avec des « propriétés mathématiques standards » qui maximise une fonction d’utilité
additive sous certaines contraintes. Ces contraintes ne permettent qu’un seul équilibre, celui
de concurrence pure et parfaite. Dans cette théorie le secteur public prélève les impôts
nécessaires au financement de ses dépenses exogènes.

Ainsi, ces économistes postulent l’hypothèse que les variables réelles ne peuvent être
affectées par des variables nominales et aboutissent à ce que les cycles réels ne peuvent
s’expliquer que par des chocs technologiques stochastiques, ces derniers modifiant le sentier
de la croissance lui-même sans affecter le bien être des agents économiques qui réagissent
d’une façon optimale. Dans ce contexte, l’économie est toujours en équilibre stable. Ainsi,
selon Solow (2002), la politique budgétaire n’a aucune utilité, en tant que politique de
stabilisation conjoncturelle. Cependant, cette théorie sera augmentée par les nouveaux
keynésiens en introduisant certaines imperfections au marché que nous verrons par la suite.

1.3. La politique budgétaire soutient à la croissance économique:

Pour Keynes, la politique budgétaire discrétionnaire agit sur la demande effective, en

stimulant les anticipations des agents économiques en termes de consommation et
d’investissement mais aussi par une hausse des prix qui réduit les taux d’intérêt réels et les
salaires permettant d’outrepasser les rigidités du marché du travail et stimuler encore plus la
croissance économique. Ces apports sont reprit dans une synthèse avec les théories
néoclassiques pour former le modèle IS-LM ou modèle Hicks-Hansen, ce dernier ayant été
développé et augmenté dans le modèle MPS de Modigliani (1976), qui reste à ce jours utilisé
par de nombreuses banques centrales dans le monde.
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Dans le cadre d’une économie ouverte, les travaux de Mundell et Fleming sur le modèle IS-
LM-BP démontrent que l’efficacité de la politique budgétaire varie selon le système de
change et la durée des interventions. En changes flexibles, une politique budgétaire
permanente modifie les anticipations des agents économiques provoquant une appréciation
importante du taux de change qui évince les effets positifs initiaux.

Cependant, si cette politique est temporaire les anticipations ne suivent pas et l’appréciation
du taux de change est moins importante laissant une certaine efficacité à cette dernière. En
changes fixes, l’effet d’éviction par le taux de change est inexistant, induisant une politique
budgétaire très efficace, mais l’intervention de la banque centrale pour le maintenir provoque
une inflation importante, pouvant réduire la compétitivité de l’économie.

Du point de vue de l’économie de l’offre « Supply Sider », centrée principalement sur l’impact

des prélèvements fiscaux sur les initiatives privées, à court terme l’effet keynésien est valable,
alors que dans une perspective de long terme la baisse de l’imposition réduit le rendement net
privé, donc l’investissement et la production. D’ailleurs la courbe de Laffer fixe un point
d’imposition optimale au-dessus duquel les effets de la politique budgétaire s’inversent.
Arvisenet (1984) élargit l’analyse en indiquant que les différents types d’impôts n’ont pas les
mêmes effets sur le comportement des agents économiques et préconise en ce sens l’analyse
de l’impact de chaque type d’impôt et son ampleur séparément.

Par ailleurs, les théories de la croissance endogène, particulièrement le modèle AK du aux

apports de Romer (1987) et Rebelo (1991), permet d’expliquer la croissance économique en
fonction de trois facteurs, repris par Deiss & Gugler (2012) ; l’accumulation du capital
physique, la recherche et le développement et le capital humain. Cette théorie insiste sur le
rôle des investissements dans l’accumulation du capital comme principale source de
croissance.

Ainsi, certains économistes dont Aschauer (1989) et Barro (1990) distinguent dans leur
fonction de production entre deux composantes du capital ; le capital privé et le capital public.
D’ailleurs ces derniers considèrent que les capitaux public et privé sont accumulables et
engendrent une croissance entretenue. De même que Barro considère que la hausse de
l’imposition favorise la croissance puisqu’elle permet un investissement public plus
important, cependant, la hausse n’est bénéfique que si cette dernière compense la baisse de
l’investissement privé. D’où l’existence du un taux d’imposition optimale évoqué
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précédemment. Cette théorie est confirmée par les travaux empiriques de Munnel (1992) ou
encore Mills & Quinet (1992).

Finalement, la théorie des cycles réels RBC, abordée précédemment, a été reprise par les
nouveaux keynésiens qui y ont introduit de nouvelles hypothèses, résumées dans l’article de
M. Goodfriend & R. King (1997), permettant un certain effet aux politiques économiques,
notamment ; un ajustement graduel des prix du aux rigidités sur les marchés, par opposition à
l’ajustement immédiat dans la théorie initiale, les marchés ne sont pas forcément en situation
de concurrence pure et parfaite, le cycle économique est affecté par les variables réelles et les
variables nominales.

Dans cette situation, une politique budgétaire conjoncturelle peut agir sur le niveau de la
production et des prix mais seulement à court terme, dans l’intervalle temporel d’ajustement
des prix. Cependant, la croissance économique et les prix reviennent à leur niveau initial après
un certain temps, en absence de choc technologique. Cette théorie est confirmée par des
études empiriques récentes, notamment celles de Fatas & Mihov (2001), Blanchard & Perotti
(2002) , Cogan & Al. (2010), Cwik & Al. (2010) ou encore H. Strulik & T. Trimborn (2013)
qui démontrent un impact immédiat important s’affaiblissant dans le temps, allant même
jusqu’à s’inverser dans certaines études.

1.4. Variation des effets de la politique budgétaire selon ses composantes :

Plusieurs approches alternatives se sont développées durant les dernières décennies

distinguant entre l’impact des différentes composantes de la politique budgétaire. Ainsi,
l’étude empirique de Daniel Landau (1986) ou plus tard Barro (1991) aboutit à une relation
négative entre la consommation publique, hors dépenses d’éducation et militaire, et la
croissance économique, alors que les dépenses d’éducation et d’investissement stimulent la
croissance économique. Ces résultats sont confirmés dans l’étude d’Easterly & Rebelo (1993)
ou encore le rapport d’Aghion, Cohen & Pisany Ferry (2006).

Dans le même sens, Alesina & Perotti (1996) démontrent que, dans le cas d’une politique de
rigueur, les réductions des dépenses budgétaires courantes, notamment salaires et transferts,
donnent des résultats positifs alors que les politiques incluant des hausses d’imposition ou
baisse des dépenses d’investissement ont eu un impact négatif.

Pour les pays en développement, les études Nubukpo (2007) ou encore Berenger N’guessan
Abou (2007) sur les pays de l’UEMOA démontre un impact négatif des dépenses courantes
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sur l’investissement privé et la croissance économique alors que l’investissement public

stimule ces deux derniers mais seulement à long terme. Aussi, l’étude de Samake, Muthoora
& Versailles (2013) sur le Cameroun aboutit à un fort impact des dépenses d’investissement
sur la croissance économique, notamment lorsque ces derniers sont financés par la rente.

2. Effets de la politique budgétaire en Algérie :

La politique budgétaire revêt une importance particulière en Algérie en raison, notamment, de

l’existence de ressources financières importantes induites par les recettes des hydrocarbures.
En ce sens, il existe un certain nombre d’études sur le sujet, bien que se limitant généralement
sur l’impact global des dépenses et recettes budgétaires sans indications claires de leurs
composantes. Pour répondre à ce manque, on étudie empiriquement l’effet de ces
composantes par la suite.

2.1. Bilan des études empiriques ;

En utilisant un VECM, L. Sami & A. Zakane (2008) sur les données de l’économie algérienne
entre 1970 et 2003, ces derniers concluent à un impact positif des dépenses budgétaires sur la
croissance économique avec un multiplicateur de 1 atteignant 2 dès la deuxième année et dont
les effets se prolongent. L’étude conclue aussi à un impact positif sur l’inflation avec un effet
instantané de près de 0,4 se prolongeant dans le temps. Une deuxième étude d’A. Zakane
(2009) analyse l’impact des dépenses d’investissement sur la croissance économique en
utilisation un VAR (ordre 2), ne décèle aucun impact significatif des dépenses
d’investissement sur la croissance, bien que leur signe soit positif, les coefficients obtenus
sont très faibles.

Aussi, une autre étude a été réalisée par Chibi, Benbouziane & Chekouri (2010) à travers un
SVAR couvrant une période entre 1965 et 2007 et intégrant les dépenses budgétaires, les
recettes budgétaires, le PIB réel, le taux d’intérêt nominal ainsi que l’indice du déflateur du
PIB comme proxy des variations des prix. Ces derniers concluent à un faible impact positif
des chocs budgétaires permanents à court terme alors qu’à long terme l’impact est négatif sur
la croissance économique par l’éviction des investissements privés. Alors que le niveau des
prix est affecté positivement. Une hausse des recettes budgétaires exerce également un faible
impact positif sur la croissance économique alors que son effet est négatif sur le niveau des
prix.

2.2. Spécification du modèle :

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Cette étude est basée sur un modèle élaboré par la Banque Mondiale (2002) particulièrement
adapté aux pays en développement reprit par K. Nubukpo (2007) et élargie par N’Guess
(2007), que nous adapterons aux spécificités de l’économie algérienne. Ce modèle part d’une
fonction de production à la Cobb-Douglas réécrite sous forme logarithmique;

log ⁡(Q)=log ( A ) +α . log ( K ) + β . log ⁡( L)

Pour la variable endogène Q, on utilise le produit intérieur brut réel hors secteur des
hydrocarbures « pibhhr » largement préconisé pour rendre compte de la croissance
économique dans les pays exportateurs d’hydrocarbures, notamment par Nese Erbil (2011).
Ce dernier est en termes réels par le déflateur du PIB.

Concernant les variables exogènes du modèle nous allons désagréger les deux facteurs de
production K et L en utilisant des variables proxy. Pour le capital humain L nous utiliserons
une variable représentant la population active « popactv », également utilisée par Nubukpo
(2007). Alors que pour le capital physique nous utilisons la formulation de N’Guess (2007)
pour déterminer les facteurs qui influencent les variations du capital. Ainsi, ce dernier fluctue
en fonction des dépenses publiques totales réelles « deptotr », des recettes publiques totales
« rectotr ».

Nous introduisant aussi une variable représentant les crédits à l’économie en pourcentage du
PIB « cibp » et le taux d’inflation représenté par l’évolution de l’indice du déflateur du PIB
« deflpib » qui exclue l’impact direct de l’inflation importée. A ceux-là nous ajouterons le
taux de change effectif réel « tcer », en absence d’une série longue de l’indice des termes de
l’échange, pour représenter la compétitivité de l’économie algérienne ainsi que la dette
extérieure publique « dep ». Ainsi, l’équation est réécrite sous la forme suivante :

Log(PIBHHR) = α0 + α1.log(deptotr) + α2.log(rectotr) + α3.log(dep) + α4.log(popactv) +

α5.log(deflpib) + α6.log(tcer) + α7.cibp + ξ...………………..……………………………...(1)

Pour étudier les composantes de la politique budgétaire nous désagrégerons par la suite les
dépenses budgétaires en dépenses courantes et dépenses d’investissement, et les recettes
budgétaires en recettes ordinaires (fiscalité) et recettes non ordinaires (fiscalité des
hydrocarbures). A noter que toutes les variables utilisées sont en fréquence annuelle et tirée de
la base de données de la banque mondiale WDI, l’office national des statistiques ONS et la
banque d’Algérie.
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2.3. Etudes Préliminaires :

Tout d’abord, un test de corrélation est effectué sur les variables de l’étude pour permettre de
savoir s’il existe une relation entre la variable endogène et les variables exogènes.

Figure 1: Diagramme de dispersion du PIBHHR avec les variables budgétaires

26.6 26.6

26.4 26.4

26.2 26.2

26.0 26.0
LPIBHHR

LPIBHHR
25.8 25.8

25.6 25.6

25.4 25.4

25.2 25.2

25.0 25.0
LPIBHHR=9.63+0.6467*LDEPTOTR LPIBHHR=8.54+0.6904*LRECTOTR
24.8 24.8
23.6 24.0 24.4 24.8 25.2 25.6 26.0 23.6 24.0 24.4 24.8 25.2 25.6 26.0

LDEPTOTR LRECTOTR

Source : calculs de l’auteur

Il ressort de l’analyse de la corrélation que les variables budgétaires, dépenses totales et

recettes totales, sont corrélées fortement et positivement avec le produit intérieur brut, cette
relation étant plus nette pour les dépenses, alors que la dette extérieure ne semble pas avoir de
relation de corrélation claire. Aussi, le PIBHH réel est fortement et positivement corrélé avec
la population active et le déflateur du PIB, alors qu’il existe une corrélation négative avec le
taux de change réel et les crédits intérieurs. Par ailleurs, le test de causalité de granger permet
de conclure à ce que les dépenses budgétaires et les recettes des hydrocarbures causent les
variations du produit intérieur brut.

Les résultats du sur les variables en niveau est significatif, cependant il ne permet pas de
rejeter l’hypothèse nulle H0 de non-stationnarité des variables, sauf pour la variable
représentant la population active qui est stationnaire. En ce sens, il est nécessaire de tester la
stationnarité des variables en différences premières. Ce dernier test est aussi significatif et
permet de rejeter l’hypothèse de non-stationnarité au seuil de 5% pour toutes les variables
considérées et sans retard. Ainsi, ces dernières sont stationnaires en différences premières et
intégrées d’ordre « 1 », sauf la variable population active qui est intégrée d’ordre « 0 ».

La stationnarité des variables est étudiée à travers le test de racine unitaire ADF. Ainsi, les
variables de l’étude sont non-stationnaires en niveau et stationnaires en différence première,
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donc nous pouvons vérifier si l’utilisation d’un mécanisme à correction d’erreur est possible à
travers l’étude de la cointégration par la méthode de Johansen avec un trend liniaire. Ce test a
permis de déceler deux relations de cointégration suivant le critère de la Trace, ainsi, il existe
une relation de long terme entre les variables étudiées. L’équation du MCE est réécrite
comme suite (par la suite les dépenses et recettes budgétaires seront remplacées par leurs
composantes, qui ont satisfait aux tests préliminaires) 1 :

d(LPIBHHR) = α0 + α1.d(ldeptotr) + α2.d(lrectotr) + α3.d(ldep) + α4.d(lpopactv) +

α5.d(ldeflpib) + α6.d(ltcer) + α7.d(cibp) + α8.lpibhhr(-1)+ α9.ldeptotr(-1) + α10.lrectotr(-1) +
α11.ldep(-1) + α12.lpopactv(-1) + α13.ldeflpib(-1) + α14.ltcer(-1) + α15.cibp(-1) + ξ….
…...........................................................................................................................……...(1’)

Dans cette équation, les coefficients α1 à α7 représentent la dynamique de court terme alors
que les coefficients α9 à α15 représentent la dynamique de long terme. Aussi, α0 représente
une constante alors que la force de rappel est donnée par le coefficient α8, cette dernière
permet de connaitre le délai de retour à l’équilibre. Finalement ξ représente les résidus de
l’équation. Par ailleurs une seconde équation est formulée pour l’inflation ;

d(LDEFLPIB) = λ0 + λ1.d(ldeptotr) + λ2.d(lrectotr) + λ3.d(ldep) + λ4.d(ltcer) + λ5.d(cibp) +

λ6.d(lpibhhr) + λ7.ldeflpib(-1) + λ8.ldeptotr(-1) + λ09.lrectotr(-1) + λ10.ldep(-1) + λ11.ltcer(-
1) + λ12.lcibp(-1) + λ13.lpibhhr(-1) + ξ….….........................................................……...(2)

2.4. Estimation du modèle :

Les différentes équations sont estimées en utilisant la méthode des moindres carrées
ordinaires (OLS) avec le logiciel Eviews8. Les résultats sont significatifs pour toutes les
estimations avec une probabilité (valeur du F-statistic) inférieure à 0,05 et même très proche
du 0 ainsi qu’un coefficient de déterminations R2 autour de 0,70 ce qui atteste de la solidité
du modèle. Le coefficient de Durbin-Watson est proche de 2 attestant de la juste identification
des équations étudiées, de même, le test de stabilité du modèle (CUSUM squares) donne des
résultats satisfaisants.

1
Pour faciliter la présentation la lettre « l » devant une variable indique une valeur en logarythme, et d en
différence première.
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.3

.2

.1

.0
.08
-.1
.04
-.2

.00

-.04

-.08
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

Res idual A c tual Fitted

Les équations avec les coefficients ajustés sont réécrites comme suite2;

 Variables agrégées :

D(LPIBHHR) = 5.45 + 0.14*D(LDEPTOTR) + 0.01*D(LRECTOTR) - 0.01*D(LDEP) +

0.25*D(LPOPACTV) - 0.51*D(LDEFLPIB) - 0.10*D(LTCER) + 0.01*D(CIBP) - 0.47*LPIBHHR(-
1) + 0.16*LDEPTOTR(-1) - 0.12*LRECTOTR(-1) - 0.05*LDEP(-1) + 0.40*LPOPACTV(-1) -
0.03*LDEFLPIB(-1) - 0.01*LTCER(-1) + 0.01*CIBP(-1)

D(LDEFLPIB) = -6.59 + 0.10*D(LDEPTOTR) + 0.10*D(LRECTOTR) + 0.03*D(LDEP) -

0.72*D(LPIBHHR) - 0.37*D(LTCER) - 0.00*D(CIBP) - 0.20*LDEFLPIB(-1) +
0.19*LDEPTOTR(-1) + 0.07*LRECTOTR(-1) + 0.03*LDEP(-1) + 0.08*LPIBHHR(-1) -
0.26*LTCER(-1) - 0.00*CIBP(-1)

 Variables désagrégées :
D(LPIBHHR) = 4.25 + 0.19*D(LDPCOUR) + 0.05*D(LDPINVR) - 0.09*D(LRECORDR) +
0.02*D(LRENTER) + 0.02*D(LDEP) + 0.41*D(LPOPACTV) - 0.49*D(LDEFLPIB) -
0.04*D(LTCER) + 0.01*D(CIBP) - 0.54*LPIBHHR(-1) + 0.19*LDPCOUR(-1) +
0.06*LDPINVR(-1) - 0.02*LRECORDR(-1) - 0.03*LRENTER(-1) - 0.03*LDEP(-1) +
0.31*LPOPACTV(-1) - 0.03*LDEFLPIB(-1) + 0.02*LTCER(-1) + 0.01*CIBP(-1)

D(LDEFLPIB) = -3.02 + 0.19*D(LDPCOUR) - 0.12*D(LDPINVR) - 0.24*D(LRECORDR) +

0.05*D(LRENTER) + 0.01*D(LDEP) - 0.63*D(LPIBHHR) - 0.33*D(LTCER) -
0.13*LDEFLPIB(-1) + 0.21*LDPCOUR(-1) + 0.09*LDPINVR - 0.20*LRECORDR(-1) +
0.06*LRENTER(-1) + 0.01*LDEP(-1) + 0.03*LPIBHHR(-1) - 0.12*LTCER(-1) + 0,01*CIBP(-1)

2.5. Interprétation des résultats :

Les résultats des estimations pour la croissance économique3 démontrent un faible impact des
dépenses budgétaires à court comme à long terme, coefficient de 0,14 et 0,16 respectivement.
Les recettes budgétaires exercent un faible impact négatif, coefficient de -0,11, sur la
croissance économique mais seulement à long terme, alors que leur un impact à court terme
n’est pas significatif, le même effet est à signaler pour la dette publique mais avec un
coefficient plus faible, -0,05. Ces effets correspondent aux différentes théories d’inspiration

2
Les tableaux de résultats détaillés en annexe.
3
Voir annexe 1 pour les variables agrégées et annexe 2 pour les composantes désagrégées.
Revue El Manara, n°06, Décembre 2018

keynésienne, notamment celles des nouveaux keynésiens qui induisent un multiplicateur

positif mais faible se prolongeant dans le temps suivant l’hypothèse des prix adaptatifs.

Par ailleurs l’inflation freine la croissance économique à court terme alors que la population et
les crédits intérieurs la stimulent à long terme, ce qui correspond aux différentes théories sur
la croissance économique. La force de rappel est de 0,47 soit un délai de retour à l’équilibre
de 2ans. Ce délai est d’ailleurs proche de celui de Fatas & Mihov (2001) ou encore Romer
(2009).

Concernant les composantes, seules les dépenses courantes ont un impact positif, mais faible,
sur la croissance économique à court comme à long terme. Ce résultat est contraire aux
théories récentes sur la politique budgétaire, notamment celles induite par le modèle de
croissance à la Barro (1990) qui donnent une importance particulière aux investissements
publics. Cependant, cet effet correspond à la théorie keynésienne initiale basée sur une relance
économique par la demande notamment lorsque la situation économique est loin de la position
de plein emploi, ce qui semble correspondre à la situation de l’économie algérienne.

Pour les estimations sur l’équation de l’inflation 4, ces derniers démontrent qu’aucune variable
budgétaire n’affecte les prix à court terme, alors que les dépenses budgétaires exercent un
faible impact positif seulement à long terme, le même effet étant observé dans une moindre
mesure pour la dette publique. Par ailleurs, la croissance économique et la hausse du taux de
change effectif réduisent d’une façon importante l’inflation à court terme, alors que l’effet du
taux de change se prolonge dans le temps.

Par contre en termes de composantes l’impact de la politique budgétaire est plus clair. Ainsi
les dépenses courantes exercent un faible impact positif à court terme seulement, alors que les
investissements publics exercent un faible impact négatif sur l’inflation à court terme qui
devient positif à long terme, qui peut s’expliquer par le surplus de demande après l’entrée en
activité des projets. Aussi, les recettes budgétaires exercent un impact négatif sur l’inflation à
court terme et l’effet se prolonge à long terme. Par ailleurs, les recettes des hydrocarbures
n’exercent qu’un très faible effet positif et seulement à long terme.

Conclusion :

A partir des résultats de cette étude, il apparait d’abord que les dépenses budgétaires exercent
un faible effet positif sur la croissance économique, alors que les prix ne sont affectés qu’à
4
Annexe 3 pour les variables agrégées et annexe 4 pour les composantes désagrégées
Revue El Manara, n°06, Décembre 2018

long terme conformément aux prédictions des nouveaux keynésiens. Les impositions exerçant
naturellement l’effet inverse.

En s’intéressant plus particulièrement aux composantes de ces dernières, il est clair que seules
les dépenses publics courantes ont un impact notable sur la croissance économique, et ce
même à long terme. Cependant, cet impact positif est accompagné par une inflation de même
ampleur, qui peut être réduite, à court, par les investissements publics mais dont les effets
s’inversent. De même, contrairement, au postulat général, la hausse de l’imposition a permis
une baisse des prix en réduisant la demande interne.

Ces résultats permettent une certaine analyse de la politique économique algérienne.

D’abords, il est clair que les investissements publics réalisés n’ont pas eu un impact notable
sur la production globale et ce malgré une politique axé justement sur ce facteur durant les
deux premières décennies après l’indépendance. Cet effet peut être dus à deux causes ; les
investissements publics évinçant les investissements privés avec une proportion telle que les
effets sont nuls ou s’inversent. Ou que les investissements publics réalisés sont improductifs,
qualifiés dans la littérature économique d’éléphants blancs.

Par contre les politiques axées sur la demande, notamment au début des années 2000,
semblent porter des résultats satisfaisants. Ceci peut être dû à la situation économique de
l’Algérie à la fin du plan d’ajustement structurel avec une croissance faible et un taux de
chômage élevé, ce qui correspond à la situation préconisée par Keynes pour ce genre de
politique de relance.

Par ailleurs, d’une façon générale, la faiblesse des multiplicateurs des instruments de la
politique budgétaire en Algérie, nous pousse à nous interroger sur les causes, notamment
structurelles, de cette inefficacité.

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Annexes :

Annexe 1 : tableau de résultat MCO pour la croissance économique (variables agrégées)
Dependent Variable: D(LPIBHHR)
Method: Least Squares
Date: 01/03/19 Time: 19:07
Sample (adjusted): 1971 2017
Included observations: 47 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  

C 5.455549 2.143119 2.545612 0.0161

D(LDEPTOTR) 0.140715 0.058717 2.396517 0.0228
D(LRECTOTR) 0.014888 0.046944 0.317151 0.7533
D(LDEP) -0.002255 0.030049 -0.075041 0.9407
D(LPOPACTV) 0.254877 0.236827 1.076216 0.2901
D(LDEFLPIB) -0.512701 0.087756 -5.842319 0.0000
D(LTCER) -0.097808 0.074279 -1.316762 0.1976
D(CIBP) 0.000257 0.000620 0.414906 0.6811
LPIBHHR(-1) -0.470346 0.104252 -4.511603 0.0001
LDEPTOTR(-1) 0.160426 0.065065 2.465607 0.0194
LRECTOTR(-1) -0.117097 0.050495 -2.318987 0.0272
LDEP(-1) -0.050898 0.019490 -2.611443 0.0138
LPOPACTV(-1) 0.400236 0.108866 3.676403 0.0009
LDEFLPIB(-1) -0.034915 0.035218 -0.991401 0.3292
Revue El Manara, n°06, Décembre 2018

LTCER(-1) -0.000682 0.051145 -0.013339 0.9894

CIBP(-1) 0.000787 0.000385 2.046454 0.0493

R-squared 0.812242    Mean dependent var 0.033042

Adjusted R-squared 0.721391    S.D. dependent var 0.075345
S.E. of regression 0.039769    Akaike info criterion -3.346745
Sum squared resid 0.049030    Schwarz criterion -2.716907
Log likelihood 94.64851    Hannan-Quinn criter. -3.109733
F-statistic 8.940403    Durbin-Watson stat 2.329380
Prob(F-statistic) 0.000000

Annexe 2 : tableau de résultat MCO pour la croissance économique (variables désagrégées)
Dependent Variable: D(LPIBHHR)
Method: Least Squares
Date: 01/03/19 Time: 19:13
Sample (adjusted): 1971 2017
Included observations: 47 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  

C 4.246215 2.323461 1.827538 0.0787

D(LDPCOUR) 0.189094 0.073031 2.589224 0.0153
D(LDPINVR) 0.047368 0.034374 1.378038 0.1795
D(LRECORDR) -0.089401 0.072913 -1.226133 0.2307
D(LRENTER) 0.019899 0.026251 0.758042 0.4550
D(LDEP) 0.024476 0.028374 0.862632 0.3959
D(LPOPACTV) 0.407554 0.251360 1.621397 0.1166
D(LDEFLPIB) -0.489806 0.106285 -4.608421 0.0001
D(LTCER) -0.043581 0.080233 -0.543176 0.5915
D(CIBP) 0.000772 0.000655 1.177541 0.2493
LPIBHHR(-1) -0.537719 0.122590 -4.386335 0.0002
LDPCOUR(-1) 0.188710 0.083237 2.267139 0.0316
LDPINVR(-1) 0.059488 0.032539 1.828239 0.0786
LRECORDR(-1) -0.018794 0.073288 -0.256442 0.7996
LRENTER(-1) -0.027814 0.026449 -1.051624 0.3023
LDEP(-1) -0.031745 0.019046 -1.666755 0.1071
LPOPACTV(-1) 0.314045 0.110618 2.838996 0.0085
LDEFLPIB(-1) -0.033795 0.036393 -0.928601 0.3613
LTCER(-1) 0.021960 0.055656 0.394559 0.6963
CIBP(-1) 0.000608 0.000393 1.545496 0.1339

R-squared 0.815381    Mean dependent var 0.033042

Adjusted R-squared 0.685463    S.D. dependent var 0.075345
S.E. of regression 0.042256    Akaike info criterion -3.193390
Sum squared resid 0.048210    Schwarz criterion -2.406093
Log likelihood 95.04467    Hannan-Quinn criter. -2.897125
F-statistic 6.276148    Durbin-Watson stat 2.483787
Prob(F-statistic) 0.000010

Annexe 3 : tableau de résultat MCO pour l’inflation (variables agrégées)

Dependent Variable: D(LDEFLPIB)
Method: Least Squares
Date: 01/03/19 Time: 19:19
Sample (adjusted): 1971 2017
Included observations: 47 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  

Revue El Manara, n°06, Décembre 2018

C -6.594858 2.151647 -3.065028 0.0043

D(LDEPTOTR) 0.097501 0.081692 1.193518 0.2412
D(LRECTOTR) 0.097332 0.060489 1.609090 0.1171
D(LDEP) 0.028285 0.037593 0.752407 0.4571
D(LPIBHHR) -0.719576 0.145723 -4.937979 0.0000
D(LTCER) -0.372282 0.087793 -4.240452 0.0002
D(CIBP) -0.000840 0.000829 -1.012615 0.3186
LDEFLPIB(-1) -0.198087 0.040092 -4.940774 0.0000
LDEPTOTR(-1) 0.186947 0.091102 2.052075 0.0482
LRECTOTR(-1) 0.075207 0.050679 1.483992 0.1473
LDEP(-1) 0.035273 0.010686 3.300918 0.0023
LPIBHHR(-1) 0.077656 0.126432 0.614209 0.5433
LTCER(-1) -0.262896 0.056474 -4.655140 0.0001
CIBP(-1) -0.000810 0.000381 -2.128276 0.0409

R-squared 0.818349    Mean dependent var 0.107264

Adjusted R-squared 0.746790    S.D. dependent var 0.107021
S.E. of regression 0.053853    Akaike info criterion -2.763018
Sum squared resid 0.095704    Schwarz criterion -2.211910
Log likelihood 78.93092    Hannan-Quinn criter. -2.555632
F-statistic 11.43595    Durbin-Watson stat 1.718203
Prob(F-statistic) 0.000000

Annexe 4 : tableau de résultat MCO pour l’inflation (variables désagrégées)

Method: Least Squares
Date: 01/03/19 Time: 19:22
Sample (adjusted): 1971 2017
Included observations: 47 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  

C -3.025570 2.541954 -1.190254 0.2433

D(LDPCOUR) 0.188455 0.094507 1.994082 0.0553
D(LDPINVR) -0.121963 0.049728 -2.452611 0.0202
D(LRECORDR) -0.239828 0.093599 -2.562300 0.0157
D(LRENTER) 0.046431 0.032918 1.410521 0.1687
D(LDEP) 0.013873 0.040062 0.346285 0.7315
D(LPIBHHR) -0.635903 0.160335 -3.966090 0.0004
D(LTCER) -0.334823 0.099505 -3.364877 0.0021
LDEFLPIB(-1) -0.132397 0.047180 -2.806215 0.0087
LDPCOUR(-1) 0.205046 0.116192 1.764712 0.0878
LDPINVR 0.089297 0.043958 2.031426 0.0512
LRECORDR(-1) -0.200830 0.097110 -2.068074 0.0473
LRENTER(-1) 0.056951 0.026852 2.120905 0.0423
LDEP(-1) 0.006628 0.014836 0.446759 0.6583
LPIBHHR(-1) 0.029547 0.151375 0.195190 0.8466
LTCER(-1) -0.124492 0.072004 -1.728959 0.0941
CIBP(-1) 2.97E-05 0.000478 0.062088 0.9509

R-squared 0.870848    Mean dependent var 0.107264

Adjusted R-squared 0.801967    S.D. dependent var 0.107021
S.E. of regression 0.047625    Akaike info criterion -2.976452
Sum squared resid 0.068045    Schwarz criterion -2.307250
Log likelihood 86.94662    Hannan-Quinn criter. -2.724627
F-statistic 12.64275    Durbin-Watson stat 2.580300
Prob(F-statistic) 0.000000