PDF, 373 p., 2 - Femise

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F E M I S E R E S E A R C H
P R O G R A M M E
Dépenses publiques, croissance et soutenabilité
des déficits et de la dette extérieure
Etude de cas pour
six pays riverains de la Méditerranée :
Tunisie, Maroc, Turquie, Liban, Israël, Egypte
- Rapports pays -
2002-2004
Research n°FEM21-39
Directed By
Claude BERTHOMIEU, CEMAFI, Université de Nice,
France
In collaboration with
Bar Ilan Univeristy, Israël
Institute of Financial Economics, American University of Beirut- Beirut, Lebanon
Faculté de droit de Marrakech, Maroc
LEMF, Université Mohammed V, Rabat, Maroc
Université de Coimbra, Portugal
ERED, Faculté des Sciences Economiques et de Gestion, Sfax, Tunisie
Université de Galatasaray, Turquie
Ce rapport a été réalisé avec le soutien financier de
la Commission des Communautés Européennes. Les
opinions exprimées dans ce texte n’engagent que les
auteurs et ne reflètent pas l’opinion officielle de la
Commission.
Economic Research Forum
For the Arab Countries, Iran and Turkey
Femise Coordinators
July 2004
This report has been drafted with financial assistance
from the Commission of the European Communities.
The views expressed herein are those of the authors
and therefore in no way reflect the official opinions of
the Commission.
Institut de la Méditerranée
C A I SSE D EPA R G N E
PROVENCE -ALPES - CORSE

CEMAFI
Centre d'Etudes en
Macroéconomie et Finance
Internationale PROJET FEM2-02-21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires de l'Union européenne
(Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Liste des textes annexés au rapport final
Tunisie :
ß GABSI Foued Badr : "Endettement public et soutenabilité de la politique budgétaire en
Tunisie".
ß AYADI Ezer : "Analyse de la soutenabilité de la politique budgétaire en Tunisie".
ß AYADI Ezer, CHAABANE Abdelkader, GABSI Foued Badr et GHORBEL Abdelfettah :
"Soutenabilité de la dette extérieure en Tunisie".
Maroc :
ß ELKHIDER Abdelkader, TAHIRI Chakib et KCHIRID Mustapha : "Détermination d’un
seuil optimal de dépenses publiques(G/PIB). Cas du Maroc : 1970-2001".
ß AMRANI Mohamed Raja, HAMMES Khalid et OULHAJ Lahcen : "Etat des finances
publiques du Maroc".
ß ELKHIDER Abdelkader, TAHIRI Chakib et KCHIRID Mustapha : "La soutenabilité du
déficit budgétaire. Cas du Maroc : 1970:I - 2001:IV".
ß ELKHIDER Abdelkader, TAHIRI Chakib et KCHIRID Mustapha : "La soutenabilité de la
dette extérieure. Cas du Maroc : 1970:I - 2001:IV".
Turquie :
ß BARDI Wajdi et LLORCA Matthieu : "La taille optimale de l’Etat : le cas de la Turquie".
ß GURBUZ Yesim, JOBERT Thomas et TUNCER Ruhi : "Politiques économiques et
soutenabilité de la dette publique turque".
ß BARDI Wajdi et LLORCA Matthieu : "La soutenabilité de la dette extérieure : le cas de la
Turquie".
Israël :
ß DEUTSCH Joseph et SILBER Jacques : "La taille optimale de l’Etat : le cas d’Israël".
ß LIOUI Abraham : "Soutenabilité du déficit budgétaire et de la dette domestique
israélienne".
ß FRANCK Raphaël : "Soutenabilité de la dette extérieure : le cas israélien".
Liban :
ß NEAIME Simon : "Government Spending, Growth And Sustainability of Deficits and
External Public Debt: The Case of Lebanon"
Egypte :
ß ANDRADE João Sousa et DUARTE Maria Adelaide Silva : "Consommation Publique et
Croissance en Egypte".
ß MARINHEIRO Carlos Fonseca : "Fiscal Sustainability of Egypt’s Public Finances".
CEMAFI - Centre d'Etudes en Macroéconomie et Finance Internationale
Faculté de Droit, des Sciences Politiques, Economiques et de Gestion
7 avenue Robert Schuman - 06050 Nice Cedex 1

ERED
Equipe de Recherche
en Economie du
Développement
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Endettement public et soutenabilité
de la politique budgétaire en Tunisie
Etude réalisée par :
Foued Badr GABSI
mars 2004
ERED - Equipe de Recherche en Economie du Développement
Faculté des Sciences Economiques et de Gestion
Université de Sfax
-1-

Endettement public et soutenabilité
de la politique budgétaire en Tunisie
Etude réalisée par :
Foued Badr GABSI (*)
(mars 2004)
Pour sortir de la crise d’endettement extérieur de 1986, la Tunisie a adopté un
programme de réformes monétaires et financières qui vise le rétablissement des
équilibres macroéconomiques et l’instauration des conditions d’une croissance
économique saine et durable. Parmi les axes de ce programme, une place particulière a
été accordée à la réforme de la politique budgétaire et à la modernisation des
techniques de financement de la dette publique.
Notre objectif dans ce travail de recherche est d’étudier la dynamique de la
dette publique en Tunisie et de montrer sa correspondance avec les déficits budgétaires
enregistrés entre 1986 et 2000 (Section 1). Ceci nous permettra d’étudier la
soutenabilité de la politique budgétaire au cours de cette période (Section 2) et de
tracer les grands axes d’une politique de gestion plus active de la dette publique
(Conclusion).
I- L’évolution de l’encours et du coût de la dette publique
Il s’agit d’étudier, pour la période 1986-2000, l’évolution de la dette publique
et les causes de son accumulation tout en distinguant ses composantes, intérieure et
extérieure. Nous montrerons, en particulier, qu’il y a eu substitution progressive de
l’endettement public intérieur à l’endettement public extérieur.
1) L’évolution de la dette publique
Alafin de 1986, le taux d’endettement extérieur a atteint en Tunisie un niveau
record soit environ 58% du PIB contre 35% en 1980 et une moyenne de 30% au début
(*) Maître de conférence, Equipe de Recherche en Economie du Développement, Faculté des sciences
économiques et de gestion, Université de Sfax. E-mail : Foued.Gabsi@fsegs.rnu.tn
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des années 1970. Le coefficient du service de la dette est passé de 13.7% des recettes
courantes en devises, en 1981, à 28% en 1986 (I.E.Q., 1988). Ces indicateurs
d’endettement ont été considérés comme insoutenables surtout que la Tunisie avait
épuisé ses réserves de change la même année (LARBI, 1991). Cette crise
d’endettement a nécessité l’intervention du Fonds Monétaire International et
l’adoption d’un plan d’ajustement structurel qui visait en premier lieu la maîtrise de la
dette extérieure.
Pour réduire l’endettement extérieur de la Tunisie, l’accent a été mis sur la
réduction de la dette publique extérieure puisque celle-ci représentait environ 75% de
l’encours de la dette extérieure totale. En effet, le tableau n°1 montre comment on a pu
réduire le taux d’endettement extérieur de la Tunisie et le ramener à 51.3% en 2000 et
ceci grâce essentiellement à une réduction du taux d’endettement extérieur de l’Etat
qui est passé de 41.9% en 1986 à 37.6% en 2000.
Tableau n°1 : Evolution de la dette publique et de la dette
extérieure totale de la Tunisie (en MDT)
Dette DP DP Dette PIB à prix DXT/PIB DPX/DXT DPX/PIB DP/PIB DPI/PIB DPI/DP
Publique(*) extérieure intérieure extérieure
totale
courants en % en % en % en % en % en %
(DP) (DPX) (DPI) (DXT)
1986 4109,3 2999,9 1109,4 4150 7160,4 57,96 72,29 41,90 57,39 15,49 27,00
1987 4473,4 3216 1257,4 4470 8035,3 55,63 71,95 40,02 55,67 15,65 28,11
1988 5084,3 3750,5 1333,8 4975 8660,6 57,44 75,39 43,31 58,71 15,40 26,23
1989 5797,8 4252,9 1544,9 5350 9589,8 55,79 79,49 44,35 60,46 16,11 26,65
1990 6313,5 4332,5 1981 5810 10815,7 53,72 74,57 40,06 58,37 18,32 31,38
1991 7323,2 4869,6 2453,6 6400 12028,8 53,21 76,09 40,48 60,88 20,40 33,50
1992 7631,6 4957,8 2673,8 6800 13705,9 49,61 72,91 36,17 55,68 19,51 35,04
1993 8721,6 5710,3 3011,3 7794 14662,9 53,15 73,27 38,94 59,48 20,54 34,53
1994 9360,5 6169,9 3190,6 8462 15813,8 53,51 72,91 39,02 59,19 20,18 34,09
1995 9814,1 6556,5 3257,6 9085 17051,8 53,28 72,17 38,45 57,55 19,10 33,19
1996 10589,2 6969,1 3620,1 9620 19066,2 50,46 72,44 36,55 55,54 18,99 34,19
1997 13062,9 8116,5 4946,4 10820 20900,7 51,77 75,01 38,83 62,50 23,67 37,87
1998 13476,8 8236,4 5240,4 10858 22701,3 47,83 75,86 36,28 59,37 23,08 38,88
1999 15142,2 9572,2 5570 12795 24671,5 51,86 74,81 38,80 61,38 22,58 36,78
2000 16503,1 10023,5 6479,6 13691 26676,7 51,32 73,21 37,57 61,86 24,29 39,26
Source: Ministère des finances, Banque Centrale de Tunisie et calculs et de l'auteur
(*) Y compris les dépôts dans la Caisse d’épargne nationale tunisienne (CENT) et dans les CCP et les prêts
garantis à la charge de l’Etat.
-3-

Toutefois, le tableau n°1 montre que la maîtrise de l’endettement extérieur de
l’Etat ne s’est pas traduite par une baisse du taux d’endettement public puisque celui-ci
est passé de 57.4%, en 1986, à une moyenne annuelle de 61% entre 1997 et 2000.
Cette évolution peut être expliquée par la politique de substitution de l’endettement
intérieur à l’endettement extérieur adoptée par l’Etat après la crise de 1986.
En effet, le tableau n°1 montre que, parallèlement à la baisse du taux
d’endettement public extérieur, le taux d’endettement public intérieur a augmenté
régulièrement au cours de la période 1986-2000 passant de 15.5% en 1986 à 24.3% en
2000. Cette situation a fait passer la part de la dette publique intérieure, dans la dette
totale de l’Etat, de 27% en 1986 à 39.3% en 2000.
Cette nouvelle politique de financement de l’Etat, axée essentiellement sur les
marchés intérieurs, peut être davantage mise en évidence par l’étude de l’évolution des
emprunts publics nets. L’examen du tableau n°2 montre que la part des emprunts
intérieurs nets de l’Etat, par rapport au total de ses emprunts nets, a augmenté
régulièrement pour passer de 36 % en 1986 à 74.3% en 1998. Cette part semble se
stabiliser autour de 60% à partir de 1999.
Tableau n°2: Evolution des emprunts nets de l'Etat (en MDT)
1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
Emprunts (1) 771,3 619,6 791 938 1195 1443 1094,2 1432,9 1722,1 1925,5 2750,3 2733 2431 2750,7 3063,5
-intérieurs(2) 277,8 236,5 287,4 424,2 556,4 647,9 484 710 803 860,4 1658,3 1566,4 1806,3 1655,7 1797,8
-extérieurs 493,5 383,1 503,6 513,8 638,6 795,1 610,2 722,9 919,1 1065,1 1092 1166,6 624,7 1095 1265,7
(2)/(1) en % 36,02 38,17 36,33 45,22 46,56 44,90 44,23 49,55 46,63 44,68 60,30 57,31 74,30 60,19 58,68
Source: Ministère des finances et calculs de l'auteur
2) Les causes de l'accumulation de la dette publique
On peut distinguer essentiellement deux facteurs qui expliquent l'accumulation
de la dette publique en Tunisie, à savoir la persistance des déficits budgétaires et
l’augmentation du coût moyen de l’endettement.
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a) La persistance des déficits budgétaires
L'examen du tableau n°3 montre que l'Etat était obligé de s'endetter chaque
année pour financer le déficit budgétaire brut c'est à dire pour financer le déficit
budgétaire net et le principal de la dette. Or, si l'Etat a pu maîtriser le déficit budgétaire
net et le ramener souvent à un niveau inférieur à 4% du PIB, le déficit budgétaire brut
a manifesté une tendance à la hausse qui reflète l'alourdissement progressif du
principal de la dette. En effet, le tableau n°3 montre que le déficit budgétaire brut en
pourcentage du PIB s'est situé à un niveau élevé au cours de la période 1986-2000
dépassant souvent les 10% avec des maximas de plus de 14 % en 1996 et 1997. Ce
n’était donc pas un hasard si, au cours de cette dernière année, le taux d’endettement
public a atteint son niveau le plus élevé soit 62,5%. L'augmentation rapide du
principal de la dette a entraîné à son tour une forte croissance du service de la dette
publique dont le pourcentage par rapport aux dépenses totales de l'Etat est passé de
20,6% en 1986 à 37.4% en 2000.
Tableau n°3: Evolution du déficit budgétaire brut,
du déficit budgétaire net et du service de la dette (en MDT)
Ressources Ressources Dépenses Intérêts de Principal Déficit bud Déficit bud DB DN Service de
propres d'emprunt totales la dette de la dette brut net en % en % la dette en
RP RE DT ID PD DB=DT-RP DN= DB-PD du PIB du PIB % des DT
1986 2267,9 771,3 3015,9 224,9 396 748 352 10,45 4,9 20,59
1987 2403,8 619,6 3045,2 259,4 469,2 641,4 172,2 7,98 2,1 23,93
1988 2631,3 791 3415,1 294,1 517,7 783,8 266,1 9,05 3,1 23,77
1989 2897,4 938 3910,7 325,2 615,7 1013,3 397,6 10,57 4,1 24,06
1990 3024,3 1195 4231,7 372,9 677 1207,4 530,4 11,16 4,9 24,81
1991 3173,4 1443 4650,6 415,1 721,5 1477,2 755,7 12,28 6,3 24,44
1992 3669,8 1094,2 4827,8 453,9 717,5 1158 440,5 8,45 3,2 24,26
1993 4047 1432,9 5569 530,4 1024,4 1522 497,6 10,38 3,4 27,92
1994 4356,9 1722,1 6314,2 557,5 1480,1 1957,3 477,2 12,38 3,0 32,27
1995 4480,4 1925,5 6614,7 643,5 1387 2134,3 747,3 12,52 4,4 30,70
1996 4796,9 2750,3 7493,8 755,8 1879,7 2696,9 817,2 14,14 4,3 35,17
1997 5208,6 2733 8143,1 788,7 2061,7 2934,5 872,8 14,04 4,2 35,00
1998 6089,7 2431 8685,6 770 2307,7 2595,9 288,2 11,44 1,3 35,43
1999 6132,2 2750,7 9322,4 839,6 2317,5 3190,2 872,7 12,93 3,5 33,87
2000 6872,5 3063,5 10604,9 887,5 3079,4 3732,4 653 13,99 2,4 37,41
Source: Ministère des finances et calculs de l'auteur
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La forte croissance du service de la dette publique peut être expliquée aussi par
l’augmentation du coût moyen de l’endettement.
b) L’augmentation du coût moyen de la dette publique
Le coût moyen de la dette publique, ou le taux d’intérêt nominal apparent de la
dette publique, peut être estimé par le rapport entre les intérêts versés durant l’année t
àl’encours de la dette enregistré à la fin de l’année t-1 (DIETSCH et GARNIER,
1989). L’examen du tableau n° 4 montre que le taux d’intérêt nominal apparent de la
dette publique s’est approché progressivement du taux du marché monétaire et l’a
même dépassé au cours des années 1997 et 1999. La baisse continue du taux
d’inflation a entraîné à son tour une augmentation progressive du taux d’intérêt réel
apparent qui est devenu positif à partir de 1992 et qui a dépassé parfois les 3%.
Tableau n°4: Evolution du taux d'intérêt apparent de la dette publique
et du taux du marché monétaire
Encours de Intérêts Taux d'intérêt Taux du Taux Taux
la dette de la dette nominal marché d'inflation (*) d'intérêt réel
publique publique apparent monétaire apparent
(en MDT) (en MDT) (r) en % en % (p) en % (r-p) en %
1986 4109,3
1987 4473,4 259,4 6,31 10 8,26 -1,95
1988 5084,3 294,1 6,57 9,15 7,13 -0,56
1989 5797,8 325,2 6,40 9,4 7,81 -1,41
1990 6313,5 372,9 6,43 11,53 6,5 -0,07
1991 7323,2 415,1 6,57 11,79 8,2 -1,63
1992 7631,6 453,9 6,20 11,73 5,82 0,38
1993 8721,6 530,4 6,95 10,48 4,02 2,93
1994 9360,5 557,5 6,39 8,81 4,62 1,77
1995 9814,1 643,5 6,87 8,81 6,26 0,61
1996 10589,2 755,8 7,70 8,64 3,70 4
1997 13062,9 788,7 7,45 6,88 3,71 3,74
1998 13476,8 770 5,89 6,89 3,09 2,80
1999 15142,2 839,6 6,23 5,99 2,72 3,51
2000 16503,1 887,5 5,86 5,88 2,92 2,94
Source: Ministère des finances, Banque Centrale de Tunisie et calculs de l'auteur
(*) Calculé à partir de l'indice général des prix à la consommation familiale (base 100 en 1990)
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L’augmentation du coût moyen de la dette publique concerne sa composante
aussi bien intérieure qu'extérieure. L’augmentation du coût moyen de la dette publique
extérieure peut être expliquée par la dépréciation réelle du dinar par rapport aux
principales devises dans lesquelles la dette publique a été libellée et en particulier le
dollar (BEN MARZOUKA et MOULEY, 2000). Une telle dépréciation, enregistrée
surtout à partir de 1986, a entraîné une réévaluation positive du stock de la dette
publique extérieure exprimée en dinars.
Le durcissement des conditions moyennes de l’endettement extérieur de la
Tunisie peut être attribué aussi à la baisse de la part des prêts d’origine publique et à
l’augmentation de ceux d’origine privée. En effet, à la fin de 1970, le taux d’intérêt
international moyen de la dette extérieure de la Tunisie était de l’ordre de 3,5%. Au
cours des années quatre-vingt et de la première moitié des années quatre-vingt-dix, ce
taux a presque doublé (tableau n°5).
Tableau n°5: Evolution du taux d'intérêt international moyen
de la dette extérieure de la Tunisie (en %)
1970 1980 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
3,5 6,7 7,2 4,6 7,2 6,9 6,6 7,1 6,1 7,8 5.7 4,7 5,1 4 2.9 4
Source: Global development finance, World Bank, divers numéros
Une certaine amélioration des conditions de l’endettement extérieur de la
Tunisie a été enregistrée après 1995, essentiellement grâce au recours de plus en plus
important de l’Etat à l’émission d’emprunts obligataires sur les marchés financiers
internationaux, tel que le marché japonais «Samuraî» et le marché américain
«Yankee» (TRIKI, 1999).
Concernant la dette publique intérieure, l’augmentation du coût moyen
s’explique par la volonté de l’Etat de financer sa dette aux conditions du marché et ce
par l’émission de titres sur les marchés monétaire et financier. Avant 1989, le
financement de la dette publique intérieure s’est fait essentiellement par l’émission de
bons d’équipement de long terme (10 ans) essentiellement auprès des banques
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commerciales. Celles-ci étaient obligées de consacrer 25% de leurs dépôts pour l’achat
de ces titres publics bien que leur rémunération fût relativement faible, voire même
négative en termes réels (ZOUARI et BOUAZIZ, 1989). En effet, le taux d’intérêt sur
les bons d’équipement n’a pas dépassé 5,5% entre 1980 et 1986, alors que le taux
d’inflation a atteint une moyenne annuelle de 9% au cours de cette période.
Apartir d’octobre 1989, le Trésor public a abandonné progressivement le
placement forcé des bons d'équipement auprès des banques commerciales et a procédé
àl’émission de bons du Trésor cessibles (BTC). Ces bons, dont les échéances varient
entre 13 semaines et 7 ans, sont placés dans le cadre d’adjudications hebdomadaires
réservées aux banques de dépôts qui les replacent auprès du public et d'institutionnels.
Le taux d’intérêt sur ces BTC résulte de la confrontation entre l’offre et la demande à
l’occasion de chaque adjudication et la liquidité est assurée par la banque auprès de
laquelle ont été acquis ces bons (BELHADJ, 1998). Le tableau n°6 montre que la
rémunération des BTC est relativement intéressante en comparaison avec celle des
bons d’équipement. A partir de 1993, les taux moyens pondérés des souscriptions aux
BTC ont souvent dépassé le taux du marché monétaire (TMM).
Tableau n°6: Taux moyens pondérés des souscriptions aux BTC (en %)
13 sem. 26 sem. 52 sem. 2 ans 3 ans 4 ans 5 ans 7 ans TMM
1989 8,1875 9,4
1990 9,5625 9,5625 9,6250 11,53
1991 11,3125 11,6250 10,6250 10,5625 11,3750 11,79
1992 11,1875 11,4375 10,9375 10,7500 11,0625 11,3125 11,73
1993 9,3750 9,9375 10,7500 11,3750 10,2500 11,3125 10,48
1994 9,1875 9,1250 9,3750 10,5625 9,8750 10,0625 9,5000 8,81
1995 9,0625 9,0625 9,1875 9,1875 9,3125 10,1250 9,5000 8,81
1996 7,9375 7,8750 9,0625 9,0625 8,5000 9,2500 9,6250 9,5000 8,64
1997 6,9375 7,8125 7,9375 7,4375 9,0625 9,5000 6,88
1998 7,0000 7,1250 7,1250 7,0625 7,5000 7,3750 7,8750 9,5000 6,89
1999 6,0000 7,0000 7,3125 7,3125 7,6250 9,5000 5,99
2000 6,3750 7,3750 7,3125 7,5625 9,5000 5,88
Source: Statistiques financières de la Banque centrale de Tunisie
-8-

L’effort de modernisation des moyens de financement de la dette publique
intérieure s’est poursuivi grâce à la possibilité offerte aux banques, à partir de
novembre 1993, de convertir les BTC en bons du Trésor négociables en bourse
(BTNB) d’une duréede5à10ans.Cette innovation a pour objectif d’élargir la
souscription des bons du Trésor aux intervenants sur le marché financier. En outre, le
Trésor public a lancé, le 22 décembre 1997, un nouveau produit financier à savoir les
bons du Trésor assimilables (BTA) pour une durée de 5 ans ou multiple de 5 ans.
L’originalité des BTA réside à la fois dans leur technique d’assimilation et du mode de
leur adjudication par les prix, et dans l’institution d’un corps de professionnels dits
«les spécialistes en valeur du Trésor» (BELHADJ, 1998). A côté des BTC, des BTNB
et des BTA, l’Etat a créé, en août 1999, les bons du Trésor à court terme (BTCT) pour
des durées de 13, 26 et 52 semaines. Ces titres sont émis par voie d’adjudications
réservées aux «spécialistes en valeur du Trésor» et aux banques.
La hausse du coût moyen de la dette publique intérieure peut être expliquée
aussi par le gonflement de la dette à moyen et long terme au sein de la dette publique
intérieure. En effet, l’examen du tableau n°7 montre que l’Etat a réduit
progressivement le financement de sa dette par émission de bons du Trésor à court
terme au profit de l’émission de bons du Trésor à moyen et long terme. A partir de
1996, le financement de la dette publique intérieure s’est fait essentiellement par
émission de bons du Trésor à moyen et long terme.
Tableau n°7 : Structure des emprunts intérieurs nets de l’Etat (en MDT)
1986 1987
1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
Bons du Trésor 171,6 276,5 354,9 185,9 705,1 799,6 857,9 1656,5 1565,1 1805,4 1655,7 1797,8
- C.Terme (1) 171,6 276,5 143,4 57,9 174,7 12,9
- M & L.Terme (2) 211,5 128 530,4 799,6 845 1656,5 1565,1 1805,4 1655,7 1797,8
Bons d'équipement 246,3 236,5 206,9 252,3 279,9 263 155,5 4,9 3,4 2,5 1,8 1,3 0,9
Autres emprunts 31,5 80,5 0,3 30 142,6
Total 277,8 236,5 287,4 424,2 556,4 647,9 484 710 803 860,4 1658,3 1566,4 1806,3 1655,7 1797,8
Source:Ministère des finances
(1) duréeà 2 ans
-9-

Enfin, il faut noter que la hausse du coût moyen de la dette publique intérieure
aurait pu être beaucoup plus importante si les autorités monétaires n’avaient pas
décidé d’abaisser à plusieurs reprises le taux du marché et si l’Etat n’avait pas eu le
privilège de financer une partie de sa dette par des ressources quasi-gratuites telles que
les dépôts de ses correspondants et les avances de la Banque centrale. Malgré cet
avantage, l'Etat a décidé de limiter progressivement le recours à ces circuits de
financement montrant sa volonté de réduire tout financement monétaire direct de sa
dette, considéré comme étant inflationniste. Néanmoins, cette politique de
financement de la dette publique associée à la politique monétaire déflationniste
risquait de poser un problème d’éviction du secteur privé et remettre en cause la
soutenabilité de la politique budgétaire.
II- La soutenabilité de la politique budgétaire
Les pressions sur les marchés de capitaux intérieurs peuvent augmenter à
mesure que l’Etat essaie de réduire tout financement extérieur ou monétaire de sa dette
en recourant davantage à l’emprunt intérieur par émission de titres à moyen et long
terme. Les résultats involontaires et non désirés peuvent être, selon la théorie de l’effet
d’éviction financier, une hausse des taux d’intérêt et un ralentissement des
investissements du secteur privé (CHOURAQUI, 1984). Même si les taux d’intérêt
sont administrés et n'augmentent pas, l’effet d’éviction financier peut être provoqué
par un rationnement des crédits intérieurs par les banques qui préfèrent consacrer une
grande partie de leurs liquidités à l’achat de titres publics.
Nous avons signalé précédemment que, avant 1989, l’essentiel de la dette
intérieure de l’Etat a été financé par la souscription obligatoire de bons d’équipement
par les banques. Sous l’ancien système de taux d’intérêt administrés par la Banque
centrale de Tunisie, cette politique de financement de la dette publique n’a pas entraîné
un effet d’éviction par les taux d’intérêt. En effet, les taux d’intérêt réels étaient faibles
voire même négatifs. L’effet d’éviction par le rationnement des crédits aurait pu se
-10-

produire si la Banque centrale tunisienne n’avait pas poursuivi une politique de
refinancement très souple (GABSI, 1994).
Après 1986, et avec la libéralisation progressive des taux d’intérêt et la baisse
du taux d’inflation, il est probable que l’effet d’éviction financier s’est opéré par une
hausse des taux d’intérêt réels débiteurs qui a freiné l’investissement privé. L’effet
d’éviction par le rationnement des crédits a pu également jouer à cause de
l’imposition de nouvelles normes prudentielles aux banques qui étaient obligées de
sélectionner davantage leurs clients et de limiter le montant des crédits accordés
(MORRISSON et TALBI, 1999). L’augmentation des taux d’intérêt et le
ralentissement de la croissance économique qui en découle, risquent de remettre en
cause la soutenabilité de la politique budgétaire.
Parmi les nombreuses définitions de la notion de soutenabilité de la politique
budgétaire 1 , nous proposons la suivante: une politique budgétaire est soutenable si elle
assure à terme la solvabilité de l’Etat, c’est à dire si elle garantit que la dette ne croîtra
pas dans des proportions excessives telles que l’Etat ne puisse plus assurer son
remboursement. Une telle définition admet donc des déséquilibres du solde
budgétaire, mais à condition qu’ils ne soient pas systématiques, ou qu’ils soient
compensés par des excédents futurs suffisants (JONDEAU, 1992).
Le point de départ de la plupart des travaux empiriques sur la soutenabilité de la
politique budgétaire est la contrainte budgétaire intertemporelle de l’Etat qui s’écrit à
l’instant t :
Bt = B t-1 + Gt – Tt + rtBt-1 (1)
où Bt désigne l’encours de la dette, à la date t,
Gt les dépenses publiques hors charges d’intérêt,
Tt les recettes publiques,
rt le taux d’intérêt nominal apparent de la dette publique.
1 Pour une synthèse des travaux sur la soutenabilité , voir par exemple P-Y. HENIN, « Soutenabilité des déficits
et ajustements budgétaires », Revue économique, 1998.
-11-

On pose Dt =Gt –Tt qui représente le solde budgétaire primaire, c’est à dire le solde
budgétaire hors charges d’intérêt. L’équation (1) s’écrit :
Bt – Bt-1 = Dt + rt Bt-1 (2)
En exprimant cette égalité (2) en % du PIB on aura :
Bt/ PIBt – Bt-1/PIBt = Dt/PIBt + rt(Bt-1/PIBt) (3)
Or, PIBt =(1+nt) PIBt-1 si la croissance régulière de l’économie se fait au taux
(nominal) n.
Alors la relation (3) s’écrit ainsi :
Bt/PIBt – [1/(1+nt)](Bt-1/PIBt-1) = Dt/PIBt + [rt/(1+nt)](Bt-1/PIBt-1)
En notant bt = Bt/PIBt et dt = Dt/PIBt, on obtient :
bt – [(1/1+nt)]bt-1 = dt + [rt/(1 + nt)]bt-1 (4)
relation qui s'écrit aussi:
bt = dt + [(rt+1)/(1+nt)]bt-1
et, en retranchant bt-1 de chaque membre, on obtient :
bt - bt-1 = dt + [(rt -nt)/(1+nt)]bt-1 (5)
La soutenabilité de la politique budgétaire exige la stabilité de la dette publique ; donc
cette condition impose ici que bt = bt-1, ce qui implique:
dt = - [(rt-nt)/(1+nt)]bt (6)
Ainsi, dt apparaît comme étant le niveau du solde budgétaire primaire nécessaire,
chaque année, pour maintenir le taux d’endettement public constant à son niveau
courant.
L’équation (6) peut être interprétée de la manière suivante : tant que le taux
d’intérêt nominal apparent de la dette publique (le coût moyen de la dette publique) est
supérieur au taux de croissance nominal de l’économie (r>n), la stabilité du taux
d’endettement public (la condition de soutenabilité de la politique budgétaire) requiert
la réalisation d’un excédent du solde budgétaire primaire (T>G). En revanche, quand
la croissance économique est suffisamment forte (n>r), la soutenabilité de la politique
-12-

udgétaire peut être compatible avec des déficits primaires à condition qu’ils ne
dépassent pas le seuil (d) estimé dans l'équation (6).
Concernant la Tunisie, l'examen du tableau n°8 montre que, au cours de l'année
1986, le taux d'intérêt nominal apparent de la dette publique a été largement supérieur
au taux de croissance nominal de l'économie. Il aurait fallu réaliser au cours de cette
année un excédent du solde budgétaire primaire égal à 2.41 % du PIB pour éviter
l’augmentation de la dette publique. Or, on a réalisé plutôt un déficit du solde
budgétaire primaire égal à 1.78% du PIB. D’où la non soutenabilté de la politique
budgétaire en 1986.
Tableau n°8: La soutenabilité de la politique budgétaire en Tunisie
Dette Taux d'intérêt Taux de Déficit intérêts Solde Solde Solde primaire
publique nominal croissance budgétaire de la dette primaire primaire soutenable
en % du PIB apparent du PIB net publique % du PIB % du PIB
(b) (r) (n) (DN) (ID) S = DN-ID (d)
1986 57,39 6,3 2,02 352 224,9 127,1 1,78 -2.41
1987 55,67 6,31 12,22 172,2 259,4 -87,20 -1,09 2,93
1988 58,71 6,57 7,78 266,1 294,1 -28,00 -0,32 0,66
1989 60,46 6,4 10,73 397,6 325,2 72,40 0,75 2,36
1990 58,37 6,43 12,78 530,4 372,9 157,50 1,46 3,29
1991 60,88 6,57 11,22 755,7 415,1 340,60 2,83 2,55
1992 55,68 6,2 13,94 440,5 453,9 -13,40 -0,10 3,78
1993 59,48 6,95 6,98 497,6 530,4 -32,80 -0,22 0,02
1994 59,19 6,39 7,85 477,2 557,5 -80,30 -0,51 0,80
1995 57,55 6,87 7,83 747,3 643,5 103,80 0,61 0,51
1996 55,54 7,69 11,81 817,2 755,8 61,40 0,32 2,05
1997 62,50 7,45 9,62 872,8 788,7 84,10 0,40 1,24
1998 59,37 5,89 8,62 288,2 770 -481,80 -2,12 1,49
1999 61,38 6,23 8,68 872,7 839,6 33,10 0,13 1,38
2000 61,86 5,86 8,13 653 887,5 -234,5 -0,88 1,30
Source: Calculs effectués à partir de données du Ministère des finances
Après 1986, le taux de croissance nominal du PIB a été toujours supérieur au
taux d'intérêt nominal apparent de la dette publique, ce qui a rendu tolérable la
réalisation de déficits budgétaires primaires sans compromettre la soutenabilité de la
politique budgétaire, à condition que ces déficits ne dépassent pas le seuil (d) présenté
dans la dernière colonne du tableau n°8. Ce tableau montre que, à l’exception des
-13-

années 1991 et 1995, les déficits budgétaires primaires réalisés étaient inférieurs aux
seuils critiques de soutenabilité (d). On a même enregistré des excédents primaires au
cours des années 1987, 1988, 1992, 1993, 1994, 1998 et 2000.
Il semble donc que, après la crise d’endettement de 1986, les pouvoirs publics
en Tunisie n’ont pas utilisé la politique budgétaire comme instrument de relance de la
croissance économique. La conduite de la politique budgétaire à partir de cette date a
été plutôt dictée par l’objectif de stabilité de la dette publique surtout au niveau de sa
composante extérieure.
Toutefois, si la Tunisie a réussi à conduire une politique budgétaire soutenable
après la crise de 1986, c’est essentiellement grâce à la réalisation de taux de croissance
économique assez élevés et grâce au maintien des taux d’intérêt à des nivaux bas. Or,
pour faire face au risques de ralentissement de la croissance économique et
d’augmentation des taux d’intérêt, il est indispensable de maîtriser davantage le coût
de l’endettement public. D’où l’intérêt de mener une politique de gestion plus active
de la dette publique.
L’objectif de la politique de gestion de la dette publique est de satisfaire les
besoins de financement de l’Etat et ses obligations de paiement au moindre coût
possible à long terme, en maintenant le risque à un niveau prudent. Le coût de la dette
publique se compose de deux éléments: le coût financier, à savoir le coût du service de
la dette à moyen et long terme, et le coût potentiel des pertes économiques réelles
pouvant résulter d’une crise financière si l’Etat a du mal à refinancer sa dette, ou s’il
est incapable de la rembourser. Le risque lié à l’endettement public se mesure par
l’augmentation du coût du service de la dette qui peut découler des variations des taux
d’intérêt et de change par rapport au coût prévisible (Banque mondiale et FMI, 2001).
En fait, pour minimiser le coût et le risque liés à l’endettement public, il
n’existe pas une approche optimale unique qui soit valable dans toutes les
circonstances. Tout dépend de la disponibilité des sources de financement, de
-14-

l’environnement économique, du cadre institutionnel et du degré de développement
des marchés de capitaux nationaux (BEAUGRAND, LOKO et MLACHILA, 2002).
Par le passé, le Trésor public tunisien visait, par-delà le financement de l’Etat à
un coût raisonnable, la réalisation d’autres objectifs tels que le développement des
marchés monétaire et financier et la promotion de l’épargne nationale. C’est ce qui a
justifié la politique de substitution progressive de l’endettement public intérieur à
l’endettement public extérieur adoptée après 1986. Toutefois, le recours excessif à
l’endettement intérieur peut être à l’origine d’un effet d’éviction financier important.
Conscientes de ce risque, les autorités publiques tunisiennes ont décidé de réduire la
part de l’endettement public intérieur pour la ramener de 74.3% en 1998 à environ
60% actuellement.
Aujourd’hui, le développement des marchés de capitaux nationaux et la bonne
notation obtenue par la Tunisie auprès des agences spécialisées, permettent au Trésor
public de réaliser un meilleur arbitrage entre le financement interne et le financement
externe du déficit budgétaire et de définir la structure adéquate de la dette publique du
point de vue des échéances, des taux d’intérêt et de la composition en devises.
Enfin, il faut signaler que la stabilité de la dette publique requiert, outre une
politique de gestion plus active, la rationalisation des dépenses publiques et
l’amélioration de l’efficacité du système fiscal. La réforme fiscale entamée en Tunisie
depuis 1988, et qui se poursuit actuellement, mérite d’être renforcée. En effet, le
perfectionnement du système fiscal tunisien entraînera vraisemblablement une
réduction de la fraude fiscale et par conséquent l’augmentation des recettes propres de
l’Etat. Le déficit budgétaire ainsi que la dette publique pourront être maîtrisés sans que
l’Etat se trouve obligé de réduire davantage ses dépenses surtout celles qualifiées de
productives.
-15-

Conclusion
Pour sortir de la crise d’endettement extérieur qui s’est déclanchée en Tunisie
en 1986, les autorités publiques tunisiennes ont adopté une stratégie qui vise la
substitution progressive de l’endettement intérieur de l’Etat à l’endettement extérieur.
Cette nouvelle orientation en matière de financement de la dette publique a l’avantage
d’être à l’origine de la dynamique des marchés de capitaux nationaux et en particulier
le marché des titres publics. Toutefois, cette stratégie aurait pu entraîner un effet
d’éviction important et une insoutenabilté de la politique budgétaire. S’il n’en a pas été
ainsi, c’est essentiellement grâce à la maîtrise des taux d’intérêt par la Banque centrale
et à la réalisation de taux de croissance économique assez élevés.
Pour faire face aux risques de ralentissement de la croissance économique et de
l’augmentation des taux d’intérêt lorsqu’ils seront plus libres, une politique de gestion
plus active de la dette publique s’impose. Cette politique doit viser une meilleure
maîtrise du coût et du risque liés à la dette publique, en définissant sa structure
optimale.
Parallèlement à cette politique de gestion de la dette publique, l’Etat doit
poursuivre ses efforts en matière de réformes du système fiscal pour pouvoir maîtriser
le déficit budgétaire sans être obligé de comprimer davantage les dépenses
productives. Les marges de manoeuvre ainsi dégagées grâce à l’augmentation des
recettes fiscales permettront à l’Etat d’utiliser plus activement la politique budgétaire
comme instrument de relance de l’activité économique. Cette politique restera
l’instrument le plus efficace pour la relance de l’économie à la suite de l’intégration
accrue de la Tunisie dans l’économie mondiale.
-16-

BIBLIOGRAPHIE
Banque mondiale et Fonds Monétaire International, « Directives pour la gestion de la
dette publique », mars 2001.
BEAUGRAND PH., LOKO B. et MLACHILA M., “The choice between external and
domestic debt in financing budget deficits: the case of central and west african
countries”, IMF working paper, 2002.
BELHADJ J., «Les bons du Trésor assimilables », Finances et développement au
Maghreb n°22, 1998.
BEN MARZOUKA T. et MOULEY S., « Politique de change et équilibres extérieurs
en Tunisie, in Perspectives de l’économie tunisienne, (sous la direction de M.
BOUDHIAF), Actes du colloque, Paris, juin 2000.
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Banque n°441, juillet/août 1984.
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administrations publiques : conséquences pour l’évaluation des déficits publics »,
Economie et Prévision n°90, 1989.
GABSI F.B., Les politiques de gestion de la demande globale en Tunisie : analyses
rétrospective et prospective, Thèse de doctorat, Université de Nice, janvier 1994.
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économique, 1998.
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JONDEAU E., «La soutenabilité de la politique budgétaire », Economie et Prévision
n° 104, 1992.
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Finances et développement au Maghreb, n°9, 1991.
MORRISSON C. et TALBI B., La croissance de l’économie tunisienne en longue
période, OECD, 1999.
-17-

TRIKI A, « Le financement extérieur en Tunisie: du bénéficiaire de l’aide publique
au développement du statut ‘‘d’investment grade’’», Finances et développement au
Maghreb, n°24, décembre, 1999.
ZOUARI A. et BOUAZIZ R., « Le financement du Trésor », Finances et
développement au Maghreb n°4, décembre 1988.
Documents:
- Finances publiques 2000, Ministère des finances, mai 2002.
- Rapport annuel, Banque centrale de Tunisie (divers numéros).
- Statistiques financières, Banque centrale de Tunisie (divers numéros).
- Global development finance, World Bank (divers numéros).
- Statistiques financières internationales, FMI (divers numéros)
-18-

ERED
Equipe de Recherche
en Economie du Développement
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Analyse de la soutenabilité de la
politique budgétaire en Tunisie
Etude réalisée par :
Ezer AYADI
mars 2004
ERED - Equipe de Recherche en Economie du Développement
Faculté des Sciences Economiques et de Gestion
Université de Sfax
-19-

ANALYSE DE LA SOUTENABILITE DE LA POLITIQUE BUDGETAIRE EN
TUNISIE
INTRODUCTION
Ezer AYADI (*)
(mai 2003)
Depuis l'indépendance de la Tunisie, l'Etat s'est vu attribuer un rôle économique considérable reflétant le
besoin d'un Etat fort. La place qu'il a prise, en effet, dans la vie économique, a conféré à la bonne gestion de la
politique budgétaire le statut d'un impératif absolu : la politique budgétaire en Tunisie a connu plusieurs phases
d'évolution alternant à la fois des phases de crise et des phases de détente représentées ici par l'évolution de la
part du déficit budgétaire dans la production intérieure. La dernière crise économique à laquelle ce pays a été
confronté qui a débouché sur le Programme d'Ajustement Structurel de 1986, a conduit l'Etat à voir son rôle
reconfiguré passant d'un rôle de producteur à un rôle de régulateur, ceci se traduisant par une meilleure maîtrise
des finances publiques. C'est ce que montrent les graphiques suivants :
8
7
6
5
4
3
2
1
0
9
8
7
6
5
4
3
2
1
0
1972
1974
(*) Assistant à l’IHEC de Sfax, Chercheurr à l’ERED.
E-mail : fmadi@unice.fr
Evolution du déficit budgétaire en Tunisie (en % du PIB) :
1972-2000
1976
1978
1980
1982
1984
Evolution du déficit budgétaire en Tunisie après la mise en
œuvre du programme d'ajustement
(en % du PIB)
1986
1987
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
y = -0,2844x + 5,8733
R 2 = 0,5488
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
-20-
1999
2000
1

Cette nouvelle régulation de l'activité économique s'est traduite au niveau des faits par une politique générale
de libéralisation et d'ouverture touchant tous les secteurs de l'activité économique. Et, parmi ces nouvelles
politiques majeures, nous retrouvons celle de l'ouverture commerciale, concrétisée entre autre par la signature
d'un accord de libre-échange avec l'Union Européenne. Toutefois, cette politique n'est pas sans effet sur les
équilibres budgétaires de l'Etat tunisien. Ceci tient au poids important des ressources douanières dans le budget
de l'Etat et à la part importante des importations en provenance de l'Union Européenne. Ces deux constats se
conjuguent pour faire apparaître le manque à gagner au niveau des recettes fiscales et l'impact budgétaire d'un
démantèlement tarifaire.
Ainsi, devant la perte potentielle et effective de recettes fiscales, la question fondamentale qui se pose est
celle de savoir si la Tunisie peut entretenir une telle politique. Pour cette raison, l'examen de la soutenabilité de
la politique budgétaire devient essentiel pour appréhender les marges de manœuvre futures de l'Etat tunisien. La
baisse des recettes fiscales signifie une hausse des déficits budgétaires qui alimentent la formation de la dette
publique. Cette dernière, et malgré l'adoption du programme d'ajustement, pèse encore sur les performances de
l'économie tunisienne, comme le reflète le graphique suivant qui retrace l'évolution de la part de la dette publique
dans le PIB.
70
60
50
40
30
20
10
0
Evolution de la dette publique en Tunisie (en % du PIB) :
1971-1999
1971
1973
1975
1977
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
Ainsi, après une première présentation du concept de soutenabilité budgétaire dans une première section,
nous étudierons dans une deuxième section la contrainte budgétaire inter-temporelle de l'Etat et les conditions de
soutenabilité de la politique budgétaire. La condition de soutenabilité repose sur l'équilibre budgétaire intertemporel
de l'Etat. L'interprétation et la validation de la condition de soutenabilité en termes de relation de long
terme à partir des différents travaux théoriques et empiriques sur ce point, et telles qu'étudiées dans la troisième
section, nous amèneront, dans une quatrième section, à utiliser les techniques de la méthode de la cointégration.
L'hypothèse de non-soutenabilité de la politique budgétaire en Tunisie n'a pu être rejetée. Enfin, dans une
dernière section, la construction d'un indicateur de soutenabilité pour la période post-ajustement nous permet de
relativiser ce dernier constat mais nous incite aussi à une meilleure rigueur budgétaire.
-21-
2

I - LE CONCEPT DE SOUTENABILITE BUDGETAIRE
Depuis la deuxième moitié des années quatre-vingt, l'émergence de la notion de soutenabilité a
considérablement enrichi la nature du débat en matière de conduite des différentes politiques économiques.
Toutefois, en matière budgétaire, il faut remonter au début des années 1920 pour avoir la première tentative
d'analyse de la soutenabilité de la politique budgétaire, et c'est à Keynes (1923) 1 que l'on doit ceci. En effet, en
s'intéressant au problème de la dette publique rencontré par la France, Keynes a alerté le gouvernement français
quant au besoin de conduire une politique budgétaire soutenable qui satisfasse sa contrainte budgétaire. Il a
énoncé que le besoin de soutenabilité est évident quand le ratio de la dette publique par rapport au PIB atteint
une valeur excessive : "the State's contractual liabilities (…) have reached an excessive proportion of national
income" 2 .Ceproblème s'accentue quand les revenus de l'Etat ne sont plus suffisants pour financer le coût
associé à une nouvelle émission de la dette publique ou encore selon les termes de Keynes : "it has become clear
that the claims of the bond-holders are more than the tax payers can support" 3 .Unargument repris beaucoup
plus tard par Buiter (1990) pour définir une situation d'insolvabilité. Ce dernier explique que : "Only if there
exists no economically and politically feasible set of tax, spending and seignorage plans that permit the existing
stock of debt to be serviced, can one truly speak of [government] insolvency" 4 .Ace moment là l'Etat doit
prendre certaines mesures pour restaurer sa solvabilité. Pour Keynes, l'Etat: "must come in due course to some
compromise between increasing taxation, and diminishing expenditure, and reducing what (…) [it] owe[s]" 5 .
Par la suite, pour comprendre et éviter la dynamique explosive de la dette publique, il revient à Domar
(1944) 6 d'être le précurseur de la modélisation de la dynamique de croissance de la dette publique en signalant la
place fondamentale que prend la comparaison entre le taux d'intérêt de la dette et le taux de croissance de la
production dans l'explication de cette dynamique. Toutefois, c'est la situation de crise budgétaire des années
quatre-vingt qu'ont rencontrée la plupart des pays développés et en développement, qui a conduit à un
prolongement et à un renouvellement de l'analyse de la soutenabilité en intégrant l'apport de l'analyse de la
contrainte budgétaire inter-temporelle de l'Etat.
La littérature économique abonde de définitions sur la notion de soutenabilité. Ainsi, pour Wilcox (1989) 7 ,
une politique budgétaire est dite soutenable si elle génère une séquence de dettes et de déficits telle que la
contrainte budgétaire inter-temporelle de l'Etat soit toujours satisfaite. Pour Blanchard, Chouraqui, Hagemann et
Sartor (1990) 8 , une politique budgétaire est dite soutenable si elle permet à terme de ramener le rapport de la
dette au PNB à son niveau initial b0. Pour Agénor et Montiel (1996) 9 , une politique budgétaire est soutenable si
la valeur présente espérée des ressources futures disponibles pour l'Etat pour assurer le financement de la dette
est au moins égale à la valeur du stock de la dette initiale. De même pour Hakkio et Rush (1991) 10 ,lapolitique
1 Keynes J. M. (1923), A Tract on Monetary Reform, in The Collected Writings of John Maynard Keynes, vol IV, Macmillan, 1971.
2 Ibid, p. 54.
3 Ibid, p. 55.
4 Buiter W. (1990), Principles of Budgetary and Financial Policy, Harvester Wheatsheaf, London.
5 Op-cit, p. 59.
6 Domar E. (1944), "The Burden of The Debt and The National Income", American Economic Review, pp. 798.
7 Wilcox D. (1989), "The Sustainability of Government Deficits: Implications of The Present-Value Borrowing Constraint", Journal of
Money, Credit, and Banking, vol.21, n°3, pp. 291-306.
8 Blanchard O., Chouraqui J-C, Hagemann R. et Sartor N. (1990), "La soutenabilité de la politique budgétaire : Nouvelles réponses à une
question ancienne", Revue Economique de l'OCDE, n°15, automne. Ces auteurs complètent leur définition par : "Il va de soi qu'il ne serait
guère judicieux de considérer comme non soutenable une politique impliquant un gonflement temporaire de ce rapport. En revanche, il est
beaucoup plus difficile de justifier un retour à terme de ce ratio à son niveau initial et non par exemple à zéro ou à un niveau plus élevé mais
stable".
9 Agénor P-R. et Montiel P. (1996), Development Macroeconomics, Princeton University Press, Princeton, New Jersey.
10 Hakkio C.S. et Rush M. (1991), "Is The Budget Deficit too Large?", Economic Inquiry, vol.29, pp. 429-445.
-22-
3

udgétaire courante est dite soutenable si les recettes et les dépenses publiques suivent leur processus
stochastique précédent sans violer la contrainte budgétaire inter-temporelle de l'Etat. Pour Jondeau (1992) 1 , une
politique budgétaire est soutenable si elle assure à terme la solvabilité de l'Etat, c'est à dire si elle garantit que la
dette ne croîtra pas dans des proportions excessives telles que l'Etat ne puisse assurer son remboursement. Pour
Creel et Sterdyniak (1995) 2 , une politique budgétaire est dite soutenable si elle ne compromet pas à long terme la
solvabilité de l'Etat, donc si elle n'entraîne pas une hausse de la dette publique relativement au PIB qui lui fait
franchir le seuil d'insolvabilité.
Comme l'avait précisé LIau (1996) 3 ,leconcept de soutenabilité doit être précisé par rapport à deux autres
concepts voisins mais différents qui sont ceux de solvabilité de l'Etat et de stabilité de la dette publique. En effet,
un Etat est insolvable s'il ne peut, à terme, payer sa dette. Toutefois, la soutenabilité concerne la viabilité de la
politique économique existante et des politiques futures espérées. La politique budgétaire devient donc
insoutenable si la continuation des politiques courantes et celles futures planifiées sans modification vont
entraîner une violation de la contrainte budgétaire inter-temporelle, et débouche en fin de compte sur une
situation d'insolvabilité. Autrement dit, si une politique budgétaire est effectivement insoutenable, ceci fournit un
signal clair du besoin de changement dans la conduite de la politique économique pour restaurer la soutenabilité,
et c'est ce changement, s'il est bien mené, qui va aider à empêcher la chute vers l'insolvabilité.
II – LA CONTRAINTE BUDGETAIRE INTER-TEMPORELLE DE L’ETAT ET LES CONDITIONS DE
SOUTENABILITE
Pour la plupart des auteurs, l'analyse de la soutenabilité de la politique budgétaire commence avec l'étude
d'une équation comptable définissant la contrainte budgétaire du secteur public. Cette contrainte met en relation
le déficit budgétaire effectif, c'est à dire le déficit primaire plus les paiements nominaux des intérêts, avec
l'accroissement des sources de financement. Elle s'exprime comme suit :
DBt = -SURPt
+ rt
Bt-1
dans laquelle Bt représente les titres publics, SURPt représente le surplus primaire qui est égal à la différence
entre les recettes publiques Tt et les dépenses publiques G t, et r est le taux de rendements réels sur les
obligations. Cette dernière expression peut s'écrire autrement de la manière suivante :
B - SURP
t = ( 1+
rt
) Bt-1
t
Cette équation relie le stock de la dette de la période précédente, augmenté des intérêts, et le surplus primaire
au stock de la dette de la période suivante.
Sachant que cette dernière doit être respectée chaque année, puisqu'un déficit cette année nécessitera le
remboursement éventuel de la dette et des paiements d'intérêts, ces contraintes ne sont pas indépendantes d'une
année à l'autre. Ainsi en résolvant récursivement par substitution répétée vers l'avenir, nous obtenons la
contrainte budgétaire inter-temporelle de l'Etat:
B
t-1
= E
N
tÂ
j=
0
SURP
( 1 + r)
t+
j
j+
1
+ E
lim
t
N Æ•
B
( 1 + r)
N + 1
N + 1
1
Jondeau E. (1992), "La soutenabilité de la politique budgétaire", Economie et prévision, n°104, pp.1-17.
2
Creel J. et Sterdyniak H. (1995),"Les déficits publics en Europe : causes, conséquences ou remèdes à la crise?", Revue de l'OFCE, n°54,
juillet, pp.57-100.
3
LIau P. (1996), Economie financière publique, Dalloz, Paris.
4
-23-
(1)

où r est supposé constant au cours du temps et où l'opérateur d'espérance mathématique Et dénote que les valeurs
futures des variables sont anticipées rationnellement par les agents économiques, conditionnellement à toute
l'information disponible à la période t.
Cette relation signifie que le montant courant de la dette nominale est égal à la somme de la valeur actualisée
àlapériode t des surplus primaires futurs et d'une condition terminale. Cette dernière est donnée par la valeur
actualisée en t du montant d'endettement limite. Ainsi, si l'horizon de l'économie se terminait à une période T
donnée, cette condition terminale représenterait la valeur actualisée du stock de dette publique de cette période
terminale. Or, la condition de solvabilité du gouvernement dépend justement de ce terme. Une condition
suffisante pour que la contrainte budgétaire inter-temporelle du gouvernement soit respectée, serait donc que :
BN
+ 1
E t lim = 0
(2)
N Æ•
N + 1
( 1 + r)
Si nous supposons que la dette publique croît au cours du temps au taux constant _ de manière à avoir :
Bt + j = ( 1+
d ) Bt
+ j -1
pour tout j, l'équation (2) peut être réécrite :
N
1
lim 0 0
1
= ˜
Ê + d ˆ
Et
Á B
(2bis)
N Æ•Ë
+ r ¯
soit encore _ < r, pour tout endettement public fini B0.
L'équation (2), connue sous le terme de « condition de transversalité », est appelée aussi la condition de nonjeu
à la Ponzi ; elle établit que la valeur présente de la dette publique dans un futur indéfini lointain converge
vers zéro. Pour que cela arrive, et à partir de l'équation (2bis), la dette réelle B doit croître à un taux d plus faible
que le taux d'intérêt réel au dénominateur 1 .L'Etat ne doit jamais payer sa dette en contractant une autre dette. En
imposant cette condition, ceci implique que la dette publique à chaque moment doit être égale à la valeur
présente de ses surplus primaires futurs espérés :
ou encore
SURPt
+ j
B t-1
= E
(3)
j+
1
( 1 + r)
 •
t
j=
0
•
•
Gt+
j
tÂ
+ B
+ -1
=
1 t E
j
tÂ
j=
0 ( 1 + r)
j=
0
Tt+
j
E (4)
j+
1
( 1 + r)
Ainsi, sur tout l'horizon, la valeur actualisée de la somme des dépenses publiques totales et de la dette initiale
devrait être égale à la valeur actualisée des taxes futures. En effet, sur un horizon de long terme, si la valeur
actualisée des dépenses publiques primaires totales (hors les paiements d'intérêts sur la dette publique, mais y
compris le niveau initial d'endettement) est supérieure à la valeur actualisée des entrées fiscales de l'Etat, ce
dernier serait dans une situation insolvable. L'Etat doit au moins dégager un surplus primaire futur positif dont la
valeur actualisée couvre la dette initiale et les déficits accumulés. De ce fait, la solvabilité de l'Etat est
inconcevable avec des déficits primaires permanents.
1
L'équation (2bis) montre bien la distinction entre, d'un côté, la solvabilité inter-temporelle de l'Etat et, de l'autre côté, la stabilité de
l'endettement public, qui apparaît comme une condition plus stricte imposée aux orientations de la politique budgétaire.
5
-24-

Toutefois, si la solvabilité de l'Etat est incompatible avec des déficits primaires permanents, elle ne l'est pas
avec un déficit total permanent. En effet, en supposant que le déficit total de l'Etat D ( D >0)est constant pour
tout t, après N périodes, la dette publique est donnée par B + ( N + 1)
D , et la condition de
transversalité va se ramener alors à :
BN + 1 = t-1
BN
+ 1 Bt
-1
+ ( N + 1)
D
E t lim = E lim
= 0
+ 1 t
(5)
N Æ•
N
+ 1
( 1+
)
N Æ•
N
r
( 1+
r)
En effet, si a priori, cette nouvelle expression semble indéterminée lorsque N tend vers l'infini, nous
remarquons que le numérateur croît à un rythme constant, alors que le dénominateur croît à un rythme croissant 1 .
En conséquence, l’expression à gauche du signe égale dans la relation (5) décroît lorsque N augmente, et de
surcroît, sa limite est nulle 2 .
En analysant maintenant en termes de ratios par rapport au PIB, et en supposant que gt est le taux de
croissance du PIB (constant), l'équation (1) peut être réécrite de la manière suivante :
N
( j+
1)
( N + 1)
È1
+ g ˘ SURPj
È1
+ g ˘ BN
+ 1
0 = EtÂ
Í
+ lim
1 ˙
Et
Æ•Í
1 ˙
= 0 Î + r ˚ Y j
N Î + r
j
˚ YN
+ 1
b (6)
Cette dernière équation indique que l'encours de la dette publique en pourcentage du PIB doit être égal à la
valeur présente actualisée du surplus budgétaire futur, plus la valeur présente actualisée de la dette détenue à la
date future finale.
La condition de non-jeu à la Ponzi devient alors :
( N + 1)
È1
+ g ˘ BN
+ 1
E t lim Í
= 0
NÆ•
1 ˙
(7)
Î + r ˚ Y
N + 1
Cette condition n'est importante que si et seulement si le taux d'intérêt réel sur la dette publique excède le
taux de croissance à long terme du PIB (r > g) 3 . Elle n'a pas de sens dans une économie où le taux d'intérêt
réel est plus faible que le taux de croissance du PIB. En effet, si c'est le cas, un surplus primaire n'est pas
nécessaire pour réaliser la solvabilité, l'Etat peut présenter un déficit primaire, et ceci sera cohérent avec un ratio
dette publique/PIB soutenable. Le ratio dette/production peut augmenter sans limite, tant que le taux de
croissance de la dette est supérieur au taux d'intérêt réel 4 .
1 En effet, en dérivant le numérateur par rapport à N, ladérivée première est positive, alors que la dérivée seconde est nulle. En ce qui
concerne le dénominateur, sa dérivée première est positive, et égale à (1+r) (N+1) Log(1+r), et sa dérivée seconde est aussi positive et est égale à
(1+r) (N+1) [Log(1+r)] 2 .
2 En calculant la dérivée première de l'expression (5), et en tenant compte du calcul effectué dans la note précédente, nous démontrons que
cette dérivée première est négative pour tout N.
3 Les auteurs qualifient ce type d'économie comme étant dynamiquement efficiente au sens de Abel, Mankiw, Summers et Zeckhauser
(1989). Le capital est suffisamment rémunéré.
4 Cependant en pratique, et comme l'a affirmé Agénor (2000), la taille du ratio dette publique/PIB peut avoir une influence importante sur la
perception par le secteur privé de l'engagement de l'Etat à faire face à sa contrainte budgétaire inter-temporelle, ainsi que sa capacité à le
faire. Tant que le secteur privé s'attend à ce que l'Etat génère une séquence de surplus primaires à une certaine période future, la contrainte
imposée à l'Etat sera satisfaite. Cependant, comme le ratio de la dette publique continue de croître, les agents privés peuvent devenir
sceptiques sur la capacité de l'Etat à faire face à sa contrainte budgétaire; cette perte de crédibilité peut se traduire par des taux d'intérêt plus
élevés. En outre, plus le ratio de l'encours de la dette à la production est grand, et plus longtemps les mesures appropriées de politique sont
différées, plus grande sera l'ampleur du surplus primaire nécessaire à satisfaire la contrainte de solvabilité. Parce que les Etats sont confrontés
à une limite de la charge de l'impôt qu'ils peuvent imposer aux citoyens, ils font face à une contrainte de faisabilité sur le montant de revenu
qu'ils peuvent lever. Le résultat peut être qu'une série de politiques budgétaires qui initialement satisfaisait la contrainte de solvabilité,
devienne inadéquate dans le temps.
Agénor P-R. (2000), The Economics of Adjustment and Growth, Academic Press, San Diego.
-25-
6

La contrainte budgétaire inter-temporelle de l'Etat qui doit être satisfaite est donc :
b
0
N
t
j=
0
( j+
1)
È1
+ g ˘ SURPj
= E ÂÍ 1 r ˙ (8)
Î + ˚ Y
j
Ainsi, pour un Etat solvable, l'encours du niveau de la dette doit être égal à la valeur présente actualisée des
surplus budgétaires futurs espérés. La position courante de la politique budgétaire semble alors soutenable si sa
poursuite sur N périodes ne viole pas la contrainte de solvabilité représentée par l'équation (8).
Cependant et à première vue, l'équation (7) nécessite que r soit supérieur à g. Toutefois, ce n'est pas le cas.
En effet, en tenant en compte de ce que Y t-
1 ( 1+
g)
= Yt
,l'équation (8), et par un raisonnement analogue à celui
développé pour l'équation (7), peut s'écrire de la manière suivante :
t-1
•
-(
j+
1)
t+
j
 = E
-(
j+
1)
tÂ
t
j= 0 ( 1 + g)
Yt+
j
Y
j=
0 0
•
-(
j+
1)
( 1 + r)
SURP ( 1 + r)
SURPt
+ j
b = E
(9)
De surcroît, qu'elles soient exprimées en valeur ou en termes de ratios, la contrainte budgétaire intertemporelle
de l'Etat et la condition de non-jeu à la Ponzi, ne sont pas affectées.
Ceci étant dit, il faut rappeler que certaines critiques ont été adressées à l'encontre des analyses faites sur la
soutenabilité de la politique budgétaire. Creel et Sterdyniak (1995) 1 ,LIau (1996) 2 et Agénor (2000) 3 en ont
recensé plusieurs. La première critique est celle relative à la détermination du ratio initial d'endettement public
dont on doit assurer le remboursement. En effet, rien ne garantit que ce ratio initial est le ratio optimal pour une
économie donnée et rien n'implique qu'il demeure inchangé au cours du temps. On ne peut identifier pour un Etat
une position budgétaire unique. Cette dernière conclusion nous renvoie à une autre remarque. Ainsi, si nous
supposons que, pour un sentier donné de croissance de la production et des taux d'intérêts réels, il existe un
sentier donné des impôts et des dépenses publiques qui assure la solvabilité, par conséquent, une hausse des
dépenses aujourd'hui, couplée à une réduction ultérieure demain, peut assurer la solvabilité. De même, une
réduction des impôts aujourd'hui couplée à une hausse demain peut assurer aussi la solvabilité. L'essentiel est de
s'interroger toujours sur la valeur actualisée présente des dépenses et des recettes de l'Etat. De ce fait, l'Etat
possède un certain degré de liberté dans le choix de l'orientation et des instruments de la politique budgétaire qui
assure sa solvabilité.
Une autre critique est celle relative à l'évolution des variables économiques qui entrent dans la détermination
de la soutenabilité, et qui n'est pas analysée dans un modèle global qui tient compte des dynamiques d'offre, de
demande, des choix de politiques économiques, et des interactions entre ces variables et le déficit budgétaire
primaire ou la dette publique et qui risquent de biaiser les résultats. Si les problèmes d'endogénéité et
d'interdépendance du solde budgétaire primaire, du taux d'intérêt, du taux de croissance, de l'épargne privée et de
l'investissement sont mis en évidence, la solvabilité de l'Etat n'est plus suffisante pour assurer que la politique
budgétaire est soutenable, dans le sens où le niveau de la dette publique converge vers un sentier de croissance à
long terme stable et compatible avec l'état stationnaire de l'économie.
1 Op-cit.
2 Op-cit.
3 Op-cit.
-26-
7

Et enfin, l'analyse de la soutenabilité de la politique budgétaire s'inscrit dans une perspective de long terme
qui interdit toute augmentation de la dette publique sous le prétexte que l'impulsion afférente à l'augmentation de
la dette publique ne peut se poursuivre à l'infini, alors qu'une hausse temporaire de la dette publique dans le
cadre d'une politique budgétaire conjoncturelle stabilisatrice qui n'a pas vocation à être maintenue, peut être
bénéfique.
III - LES TESTS ECONOMETRIQUES DE LA SOUTENABILITE
Plusieurs études empiriques se sont attachées à l'étude de la soutenabilité de la politique budgétaire. Parmi
elles, nous pouvons citer celles de Trehan et Walsh (1988, 1991) 1 , Hakkio et Rush (1991) 2 , Tanner et Liu (1994) 3
, Wilcox (1989) 4 et Quintos (1995) 5 . Elles se sont basées sur la validation de différents tests. Ces tests se situent
dans une perspective stochastique initiée par le travail séminal de Hamilton et Flavin (1986) 6 . L'ensemble de ces
études est résumé dans le tableau ci-dessous. Et de ce fait, plusieurs conclusions différentes ont été avancées
concernant la soutenabilité de la politique budgétaire.
En effet, les différents tests de soutenabilité se sont basés sur les tests de racine unitaire et de cointégration.
Ainsi, Trehan et Walsh (1988, 1991) ont établi qu'une condition suffisante à la soutenabilité est que le surplus
budgétaire total (non primaire) soit intégré d'ordre zéro, I(0). Si tel est le cas, ceci implique qu'avec des
politiques inchangées, le déficit budgétaire ne va pas croître sans limite, et que le déficit actualisé va converger
asymptotiquement vers zéro. La convergence du déficit actualisé est équivalente à la satisfaction de la condition
de transversalité. Ainsi, il s'agit de tester l'existence de racine unitaire sur les séries de recettes publiques et de
dépenses publiques totales. Si ces dernières sont intégrées d'ordre zéro, alors le surplus budgétaire total est aussi
intégré d'ordre zéro, la condition de transversalité est satisfaite, et la politique budgétaire est soutenable.
Toutefois, en général, nous devons nous attendre à ce que les recettes et les dépenses publiques totales ne
soient pas intégrées d'ordre zéro. De ce fait, la stationnarité du surplus budgétaire total doit être étudiée. Ainsi,
selon Trehan et Walsh, si le surplus primaire est stationnaire, la politique budgétaire est soutenable. La
stationnarité du surplus budgétaire est une condition suffisante pour la soutenabilité. Hakkio et Rush (1991) ont
suggéré qu'une condition nécessaire et suffisante pour la satisfaction des conditions de la soutenabilité
budgétaire, est l'existence d'une relation de cointégration entre les recettes et les dépenses publiques totales avec
le vecteur de cointégration (1, -b), avec 0 < b ≤ 1. Si b est égal à 1, nous obtenons la condition de Trehan et
Walsh selon laquelle le surplus budgétaire est intégré d'ordre zéro, I(0).
1 Trehan B. et Walsh C.E. (1988), "Common Trends, Inter-temporal Budget Balance, and Revenue Smoothing", Journal of Economic
Dynamics and Control, n°12, pp. 425-444.
Trehan B. et Walsh C.E. (1991), "Testing Inter-temporal Budget Constraint: Theory and Applications to U.S. Federal Budget and Current
Account Deficit", Journal of Money, Credit, and Banking, vol.23, n°2, mai, pp. 206-223.
2 Hakkio C.S. et Rush M. (1991), "Is The Budget Deficit too Large?", Economic Inquiry, vol.29, pp. 429-445.
3 Tanner E. et Liu P. (1994), "Is The Budget Deficit Too Large? Some Further Evidence", Economic Inquiry, n°32, pp. 511-518.
4 Wilcox D. (1989), "The Sustainability of Government Deficits: Implications of The Present-Value Borrowing Constraint", Journal of
Money, Credit, and Banking, vol.21, n°3, pp. 291-306.
5 Quintos C.E. (1995), "Sustainability of The Deficit process With Structural Shifts", Journal of Business and Economy Statistics, vol. 13, pp.
409-417.
6 Hamilton J.D. et Flavin M. (1986), "On The Limitations of Government Borrowing: A Framework for Empirical Testing", American
Economic Review, vol.76, n°4, pp. 808-819.
-27-
8

De quelques études empiriques sur la soutenabilité de la politique budgétaire
Auteurs Données Période Test Soutenabilité ?
Hamilton et Flavin (1986) Annuelles
1962-1984
(Etats-Unis)
Stationnarité du déficit et de la
dette publique
Oui
Trehan et Walsh (1988) Annuelles
1890-1983
(Etats-Unis)
Stationnarité du déficit
budgétaire
Oui
Kremers
(1988)
Annuelles
1920-1985
(Etats-Unis)
Stationnarité de la dette
publique
Oui jusqu'en
1981, non après
Elliot et Kearney (1988) Annuelles
1953-1987
(Australie)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Oui
Wilcox
(1989)
Annuelles
1960-1984
(Etats-Unis)
Stationnarité de la dette
publique
Non
Hakkio et Rush (1991) Semestrielles
1950 : II- 1988 : IV
(Etats-Unis)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Non
Smith et Zin
(1991)
Mensuelles
1946 : 1 – 1984 : 12
(Canada)
Stationnarité du déficit et de la
dette publique, cointégration
Non
Trehan et Walsh (1991) Annuelles
1960-1984
(Etats-Unis)
Stationnarité du déficit et de la
dette publique
Oui
Buiter et Patel (1992) Annuelles
1970-1988
(Inde)
Stationnarité du déficit et de la
dette publique
Stationnarité du déficit et de la
Non
Jondeau
(1992)
Trimestrielles
1965 : 1 – 1990 : 2
(France)
dette publique, cointégration
des dépenses et recettes
publiques
Non
Baglioni et Cherubini
(1993)
Mensuelles
1979 : 1 – 1991 : 5
(Italie)
Stationnarité du déficit et de la
dette publique
Non
Tanner et Liu
(1994)
Annuelles
1950-1989
(Etats-Unis)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Oui
Caporale
(1995)
Annuelles et
semestrielles
1960-1991
(Pays de l'Union
Européenne)
Stationnarité du déficit et de la
dette publique
Non pour l'Italie,
la Grèce, le
Danemark et
l'Allemagne
Quintos
(1995)
Trimestrielles
1947 : II – 1992 : III
(Etats-Unis)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Oui jusqu'en
1980, non après
Haug
(1995)
Trimestrielles
1950 : I – 1990 : IV
(Etats-Unis)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Oui
Ahmed et Rogers
(1995)
Annuelles
1692-1992 (EU)
1792-1992 (GB)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Oui
Oui pour le
Uctum et Wickens
(1997)
Annuelles
1965-1994
(Etats-Unis et 11
pays européens)
Stationnarité de la dette
publique
Danemark, les
Pays-Bas,
l'Irlande et la
France
Payne
(1997)
Annuelles
1949-1994
(les pays du G7)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Oui pour
l'Allemagne
Crowder
(1997)
Trimestrielles
1950 : I – 1994 : II
(Etats-Unis)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Oui jusqu'en
1982, non après
Oui pour les
Fève et Hénin
(1998)
Semestrielles (Pays du G7)
Stationnarité de la dette
publique
Etats-Unis, la
Grande-Bretagne
et le Japon
Athanasios et
Sidiropoulos
(1999)
Annuelles
1961-1994
(Espagne, Belgique,
Grèce, Italie et le
Portugal)
Coïntégration des recettes et
dépenses publiques
Non
Makrydakis
(1999)
Annuelles
1958-1995
(Grèce)
Stationnarité de la dette
publique
Non
Toutefois, si b

cointégration entre les dépenses et les recettes publiques avec le vecteur de cointégration (1, -1) devient donc une
condition nécessaire à la soutenabilité de la politique budgétaire.
Cependant, comme l'a fait remarquer Wilcox (1989), le taux d'intérêt n'est pas constant mais suit un
processus stochastique. De même, Trehan et Walsh (1991) ont présenté un test qui tient compte de la variation
du taux d'intérêt. Pour ces auteurs, une condition suffisante à la satisfaction de la contrainte budgétaire intertemporelle
de l'Etat est la stationnarité de la différence première du stock de la dette publique. En effet, si la dette
publique est stationnaire en différence première, elle peut contenir un trend temporel d'ordre inférieur à un.
Ainsi, la dette publique va croître tout au plus linéairement avec le temps. Si les taux d'intérêt sont strictement
positifs, le facteur d'actualisation va décroître exponentiellement. Par conséquent, la valeur présente de la dette
publique tendra vers zéro lorsque t tend vers l'infini.
Toutefois, Quintos (1995) qualifie cette conclusion comme décrivant une situation de soutenabilité forte,
contrairement à une situation possible de soutenabilité faible. En effet, selon cet auteur, il n'est pas nécessaire
que la dette publique soit stationnaire en différence première pour que la condition detransversalité soit
satisfaite. Selon Quintos, si _Bt est un processus intégré d'un ordre fini d, lefacteur d'actualisation va décroître à
un taux plus élevé que _Bt permettant à la condition de transversalité, et de surcroît, à la contrainte budgétaire
inter-temporelle de l'Etat d'être satisfaites. La limite dans la condition de transversalité va tendre vers zéro à une
vitesse moins élevée que dans le cas où _Bt est intégré d'ordre zéro, I(0). Ainsi, selon Quintos, il s'agit là d'une
situation de soutenabilité faible 1 .Dans ce contexte, Quintos démontre que la condition b =1n'est qu'une
condition suffisante pour la soutenabilité. Cependant, elle n'est pas une condition nécessaire. De ce fait, une
condition nécessaire et suffisante est que 0< b

Hypothèse
nulle
Test 1 T et GG
possèdent une
racine unitaire
Test 2 SURP et B
possèdent une
racine unitaire
Test 3 T et GG ne
sont pas
cointégrées
Test 4a Vecteur de
cointégration
(1, -b) et b = 1
Test 4b Vecteur de
cointégration
(1, -b) et
0 < b < 1
La procédure des tests de soutenabilité
Si : Alors : Sinon :
Rejetée :
T ~ I(0)
GG ~ I(0)
Rejetée :
SURP ~ I(0)
B ~ I(0)
Politique
budgétaire
soutenable
Politique
budgétaire
soutenable
Acceptée Politique
budgétaire nonsoutenable
Acceptée Forte soutenabilité
et la dette
publique est
bornée
Acceptée Faible
soutenabilité de la
politique
budgétaire et
besoin de
réformes
Procéder
au test 3
Procéder
au test 4
Procéder au test 2
Politique
budgétaire nonsoutenable
T et GG sont
cointégrées :
T = a + b.GG + u
Procéder au test 4b
Politique
budgétaire nonsoutenable
IV – SOUTENABILITE OU NON SOUTENABILITE DE LA POLITIQUE BUDGETAIRE EN TUNISIE ?
Comme nous venons de le montrer, l'étude de la soutenabilité de la politique budgétaire repose sur la
stationnarité ou non des séries des dépenses publiques y compris les intérêts de la dette, des recettes publiques,
du déficit budgétaire et de la dette publique, et sur l'étude de la relation de cointégration entre les recettes et les
dépenses publiques lorsqu'elles ne sont pas stationnaires.
Les tests de racine unitaire pour l'ensemble des variables sont recensés dans le tableau suivant. Ils font
apparaître que les dépenses de l'Etat ainsi que les recettes, qu'elles soient exprimées en volume ou en
pourcentage du PIB, sont non stationnaires en niveau. Même constat pour les séries du déficit budgétaire et de la
dette publique qui apparaissent aussi comme non stationnaires en niveau, aussi bien en volume et qu'en
pourcentage du PIB. Les variables sont intégrées d'ordre 1, I(1), c'est à dire que leur variation est stationnaire, au
seuil de significativité de 1%.
Variables Retards Valeur
du test
Test de racine unitaire
Seuil
critique
Stationnarité
en niveau
Stationnarité
en première
différence
GG 0 -5,67 -3,63 - oui
T 0 -4,84 -3,63 - oui
GG/PIB 0 -6,77 -4,25 - oui
T/PIB 0 -6,75 -3,63 - oui
DEFICIT 0 -7,06 -3,65 - oui
DEFICIT/PIB 0 -7,32 -3,63 - oui
DETTEPUB 0 -5,31 -4,37 - oui
DETTEPUB/PIB 0 -5,68 -4,37 - oui
-30-
11

Ainsi, d'après nos résultats, l'hypothèse nulle de présence de racine unitaire aussi bien des séries des dépenses
publiques et des recettes que des séries du déficit budgétaire et de la dette publique ne pouvant être rejetée, nous
ne pouvons pas conformément à la procédure du test, rejeter l'hypothèse de non soutenabilité de la politique
budgétaire. Pour cela, nous devons étudier dans une seconde étape la possibilité d'existence ou non d'une relation
de cointégration entre les recettes et les dépenses publiques - puisque le même ordre d'intégration le permet -, et
dans le cas d'une réponse affirmative, de voir si le vecteur de cointégration est celui requis pour notre étude.
En utilisant les séries des dépenses et des recettes publiques exprimées en volume, et en supposant que la
relation de cointégration comporte une tendance déterministe et une constante, nous avons obtenu les résultats
résumés dans le tableau suivant.
Test de cointégration entre les recettes et les dépenses publiques avec tendance déterministe et constante
(Normalisation de T à GG : 1962-1997)
Hypothèse
nulle
Hypothèse
alternative
Eigenvalue Trace Valeur
critique au
seuil de
5%
Valeur
critique au
seuil de
1%
r = 0 r > 0 0,175422 6,832974 15,41 20,04
r £ 1 r > 1 0,014076 0,467801 3,76 6,65
D'après nos résultats, le test de la Trace ne peut rejeter l'hypothèse nulle de l'absence de relation de
cointégration entre les dépenses et les recettes publiques au seuil de 5%, qu'elle soit normalisée sur les dépenses
ou sur les recettes. Ainsi, d'après la procédure de notre test, et pour aucune des spécifications retenues, on ne
peut rejeter l'hypothèse de non cointégration entre les recettes et les dépenses de l'Etat. La politique budgétaire
en Tunisie apparaît comme non soutenable. Ce résultat s'en trouve confirmé en utilisant maintenant les variables
en pourcentage du PIB. Dans le tableau suivant, le test de la Trace ne peut rejeter non plus l'hypothèse nulle de
l'absence de relation de cointégration au seuil de 5%.
Test de cointégration entre les recettes et les dépenses publiques en pourcentage du PIB avec constante et sans
tendance déterministe (Normalisation de T/PIB à GG/PIB : 1962-1997)
Hypothèse
nulle
Hypothèse
alternative
Eigenvalue Trace Valeur
critique au
seuil de
5%
Valeur
critique au
seuil de
1%
r = 0 r > 0 0,381053 19,54491 19,96 24,60
r £ 1 r > 1 0,106433 3,713617 9,24 12,97
Nous avons aussi essayé de tester l'existence d'une relation de cointégration entre les dépenses et les recettes
publiques exprimées en pourcentage du PIB en supposant cette fois-ci que la relation de cointégration contient
une constante et une tendance déterministe. Nous avons obtenu les résultats suivants :
-31-
12

Test de cointégration entre les recettes et les dépenses publiques en pourcentage du PIB avec constante et tendance
déterministe (Normalisation de T/PIB à GG/PIB : 1962-1997)
Hypothèse
nulle
Hypothèse
alternative
Eigenvalue Trace Valeur
critique au
seuil de
5%
Valeur
critique au
seuil de
1%
r = 0* r > 0 0,367363 18,58795 15,41 20,04
r £ 1 r > 1 0,100047 3,478604 3,76 6,65
* Rejet de l'hypothèse nulle au seuil de significativité de 5%.
Vecteur de cointégration estimé
T/PIB GG/PIB Constante
1 b = 1,48 0,2652
Test de cointégration entre les recettes et les dépenses publiques en pourcentage du PIB avec constante et tendance
déterministe (Normalisation de GG/PIB à T/PIB : 1962-1997)
Hypothèse
nulle
Hypothèse
alternative
Eigenvalue Trace Valeur
critique au
seuil de
5%
Valeur
critique au
seuil de
1%
r = 0* r > 0 0,367363 18,58795 15,41 20,04
r £ 1 r > 1 0,100047 3,478604 3,76 6,65
* Rejet de l'hypothèse nulle au seuil de significativité de 5%.
Vecteur de cointégration estimé
GG/PIB T/PIB Constante
1 b = 0,67 - 0,17
D'après les tableaux précédents, le test de la Trace a rejeté au seuil de significativité de 5%, l'hypothèse nulle
d'absence de relation de cointégration entre les dépenses publiques et les recettes publiques exprimées en
pourcentage du PIB confirmant ainsi l'existence d'une relation stationnaire entre les dépenses et les recettes
publiques. Toutefois, en régressant des impôts sur les dépenses, nous avons obtenu un vecteur de cointégration
qui est différent de celui prédit par la théorie. Le vecteur estimé est (1 ; -1,48) au lieu de (1 ; -1), et en plus le
coefficient b n'est pas compris entre 0 et 1 pour soutenir l'hypothèse d'une soutenabilité faible selon Quintos. Ce
résultat indique clairement que la politique budgétaire en Tunisie n'est pas soutenable. Cependant, en régressant
les dépenses publiques sur les impôts, nous avons obtenu le vecteur de cointégration suivant (1 ; -0,67) qui est
différent de celui assurant la soutenabilité de la politique budgétaire, mais dont le coefficient b = 0,67 est
compris entre 0 et 1 assurant une forme de soutenabilité faible de la politique budgétaire. Toutefois, nous ne
pouvons pas nous prononcer en faveur de cette dernière conclusion. En effet, en estimant les deux relations
suivantes 1 :
Lnrecettest
= a0
+ a1LnPIBt
+ a2Lnrecettest-1
+ e
Lndépenses = b + b LnPIB + b Lndépenses + e
t
0
1
t
2
t-1
nous pouvons calculer les élasticités de long terme de l'évolution des dépenses et des recettes publiques données
par :
1
Selon ces deux équations, l'Etat est considéré comme s'adaptant ou réagissant à la conjoncture courante dans la courte période. Dans la
longue période l'adaptation est complète.
13
-32-

a1
Elasticité de long terme pour les recettes =
1- a
b1
Elasticité de long terme pour les dépenses =
1- b
2
Les élasticités de longue période pour les recettes et les dépenses sont des paramètres essentiels qui
caractérisent le comportement de l'Etat en matière de finances publiques. S'il devait se vérifier que l'élasticité de
longue période est plus grande pour les dépenses que pour les recettes, cela signifie que le comportement de
l'Etat en matières de finances publiques souffre d'un problème fondamental. L'estimation des deux premières
équations pour le cas de la Tunisie nous a donné le résultat suivant :
Lnrecettest = -1,33 + 0,43 LnPIBt + 0,6 Lnrecettest-1
* Variable significative au seuil de 1%.
** Variable significative au seuil de 5%.
NS Variable non significative.
(-0,86) NS (2,27)** (4,38)*
R 2 = 0,98 DW = 1,37 F-Statistic = 959
Lndépensest = -2,64 + 0,65 LnPIBt + 0,43 Lndépensest-1
* Variable significative au seuil de 1%.
(-4,5)* (7,04)* (5,75)*
R 2 = 0,99 DW = 1,94 F-Statistic = 2143,65
D'où : Elasticité de long terme pour les recettes = 1,075
Elasticité de long terme pour les dépenses = 1,14
D'après ces résultats, il apparaît bien que l'élasticité de long terme des dépenses pour le cas de la Tunisie, est
largement supérieure à celle des recettes. De surcroît, la Tunisie paraît bien comme un pays structurellement
déficitaire, ce qui ne joue pas en faveur d'une soutenabilité faible, mais conforte la conclusion que la politique
budgétaire est non soutenable. L'Etat tunisien n'a pas pu dégager des surplus primaires suffisants pour
rembourser une part suffisante des intérêts de la dette et qui respectent sa contrainte budgétaire inter-temporelle.
Pour re-confirmer ce constat, et tenter d'expliquer l'absence de relation à long terme entre les recettes et les
dépenses publiques, nous allons nous baser sur les travaux de Bohn (1995, 1998) 1 et de Janssen et Nolan (2001) 2
1
Bohn H. (1995), "The Sustainability of Budget Deficits in A Stochastic Economy", Journal of Money, Credit and banking, vol.27, n°1, pp.
257-271.
Bohn H. (1998), "The Behaviour of US Public Debt and Deficits", Quarterly Journal of Economics, n°113, pp. 949-964.
2
Janssen N. et Nolan Ch. (2001), "Debts and Deficits in the UK: A long-Run Perspective", Bank of England, July.
14
2
-33-

qui ont testé la soutenabilité comme l'existence d'une sensibilité positive du solde primaire à la dette héritée 1 .
Ainsi, nous allons partir de la contrainte budgétaire suivante :
B
( 1+
r)
t = Bt
-1 - SURPt
= Bt
-1
+ Gt
- Tt
et de la condition de solvabilité suivante :
•
•
SURPt
+ j ( Tt+
j - Gt+
j )
B t-1
= E Â = E
j tÂ
(2)
( 1 + r)
t
j= 0 ( 1+
r)
j=
0
où Bt représente la valeur réelle de la dette publique au début de la période (t + 1), si nous supposons que l'Etat
décide de stabiliser le ratio des recettes par rapport au PIB, et que la production et les dépenses publiques suivent
un processus auto-régressif simple, nous pouvons écrire alors :
T t + j = . Yt
+ j
m 0 < m < 1 " j ≥ 0 (3)
Y r + v 0 r £ 1 " j ≥ 0 (4)
t + j = yYt
+ j -1
t + j = gGt
+ j -1
t
t
£ y
G r + u 0 r £ 1 " j ≥ 0 (5)
vt et ut sont des bruits blancs.
£ g
En utilisant ces trois dernières équations, l'équation (2) peut être réécrite de la manière suivante :
B
=
m(
1+
r)
Y
+
1+
r
G
t -1
t
t
(6)
1+
r - r y 1+
r - r g
Apartir de cette dernière équation et après quelques transformations, nous pouvons écrire le surplus primaire
SURPt = (Tt – Gt) sous la forme :
avec
SURPt a 1Bt
1 + a 2Gt
+ a3
= - Y
(7)
1+
r - r y
a1
=
> 0
2(
1+
r)
- r
y
[ 1+
r - r y ]( 1+
r)
-[
2(
1+
r)
- r y ]( 1+
r - rg
)
a2
=
< 0
[ 2(
1+
r)
- r ]( 1+
r - r )
m(
1 + r)
a3
=
> 0
2(
1 + r)
- r
y
y
t
g
Les trois conditions précédentes reflètent les exigences nécessaires pour qu'un Etat soit solvable. Ce dernier
doit dégager des surplus primaires suffisants pour pouvoir payer les intérêts de la dette et faire baisser cette
dernière. Plus la dette publique héritée est importante, plus important doit être le niveau des surplus budgétaires.
Le jeu à la Ponzi est à éviter. Ces surplus primaires sont d'autant plus importants que le niveau de la production
est élevé. Ils diminuent avec l'augmentation des dépenses publiques.
Si nous supposons que le niveau du produit ainsi que les dépenses publiques peuvent être décomposés en une
composante permanente et en une composante temporaire qui sont respectivement Y P et Y T pour la production, et
G P et G T pour les dépenses publiques, l'équation (7) peut alors s'écrire de la manière suivante :
1
En effet, et comme l'a précisé Hénin (1997), l'exigence requise pour la stationnarité porte sur une couverture suffisante de la charge de la
dette par le solde primaire, et non pas directement sur la couverture des dépenses par les recettes.
15
-34-
(1)

T T
SURPt g 1 + a1Bt
1 + a 2Gt
+ a3Yt
avec [ ] P
P
g a + a Y
1
= - (8)
= , qui représente la variation temporelle permanente du surplus budgétaire.
2Gt
3
t
Cette transformation s'inspire de la théorie du lissage des impôts de Barro (1979, 1987) 1 .Eneffet, selon cet
auteur, les impôts entraînent des distorsions. Lorsque la séquence des dépenses futures est connue, le
comportement optimal de l'Etat, s'il souhaite minimiser ces distorsions, consiste à lisser la séquence des impôts
sur celle des dépenses. L'Etat doit fixer les recettes au niveau des dépenses permanentes plus les intérêts à payer
sur la dette. Les dépenses provisoires ou non anticipées sont alors financées par un accroissement provisoire de
l'endettement. L'Etat peut donc admettre des déficits budgétaires importants lorsque les dépenses sont
temporairement supérieures à leur niveau permanent. Ces déficits peuvent être financés par des emprunts qui
seront remboursés par des surplus budgétaires futurs.
Ainsi, selon l'équation (8), la politique budgétaire optimale qui assure la solvabilité de l'Etat est celle dont le
surplus budgétaire vise à réduire la dette publique héritée, et qui est plutôt affecté par les variations provisoires
du niveau de la production et des dépenses publiques.
Il faut aussi rappeler que la satisfaction de la relation (8) est compatible avec la condition de transversalité
qui assure la soutenabilité de la politique budgétaire. En effet, en substituant l'équation (7) dans l'équation (1),
nous pouvons obtenir :
Bt
= ( 1 - a 1) Bt-
1 - [ a 2Gt
+ a3Yt
]
(9)
( 1 + r)
En résolvant récursivement par substitution répétée vers l'avenir, nous obtenons l'expression actualisée de la
dette publique au temps T :
Ê 1 ˆ
Á ˜
Ë1
+ r ¯
T + 1
B
t+
T
=
T
1
( 1-
a )
B
t-1
Ï T
s-t
T
s
T Ô Ê r g ˆ
Ê r y ˆ
( 1-
a1)
ÌÂÁ˜+
Á
˜
Á
˜
a 2Gt
Á
˜
ÔÓ Ë ( 1+
r)(
1-
a Â
¯
Ë + r -
s=
t
1)
( 1 )( 1 a
s=
t
1)
¯
-
¸
Ô
a3Yt
˝
Ô˛
Or, lorsque T tend vers l'infini, le premier terme du côté droit de la relation (10) tend vers zéro puisque
T
( 1 a1)
- tend aussi vers zéro. En plus, puisque la somme au niveau du second terme de l'équation (10) converge
àlalimite vers une valeur finie, elle-même multipliée par
1
Barro J.R. (1979), "On The Determination of Public Debt", Journal of Political Economy, n°97, pp. 940-971.
Barro J.R. (1987), "Government Spending, Interest rates, Prices, and Budget Deficits in The United Kingdom, 1701-1918", Journal of
Monetary Economics, n°20, pp. 221-247.
16
-35-
-t
T
( 1 a1)
(10)
- qui tend vers zéro, alors l'ensemble du
second terme tend aussi à la limite vers zéro. Alors :
condition de soutenabilité de la politique budgétaire.
Ê 1 ˆ
lim Á ˜
T Æ•Ë1
+ r ¯
Bt+
T = 0 ,cequi correspond bien à la
De surcroît, et à partir de la relation (8), l'équation qui va être estimée est la suivante :
SURPLUSPRIMYt=b1+b2DETPUBt-1+b3TEMPGYt+b4TEMPYYt+e (11)
Toutes les variables sont exprimées en pourcentage du PIB. SURPLUSPRIMY représente le surplus primaire.
DETPUB représente le niveau de la dette publique. Si l'Etat respecte sa contrainte budgétaire et pratique une
T + 1

politique budgétaire soutenable qui assure sa solvabilité, le signe attendu est positif. TEMPGY représente la
variation temporaire ou conjoncturelle des dépenses publiques. Son effet attendu sur le surplus primaire est
négatif. TEMPYY représente la variation temporaire du niveau de la production. L'effet attendu est quant à lui
positif.
Toutefois, pour pouvoir estimer cette régression, nous avons besoin de déterminer la composante temporelle
de l'évolution des dépenses publiques et du niveau du PIB. Devant la difficulté d'estimation économétrique de la
composante permanente ou structurelle et celle temporaire ou cyclique du niveau de la production et celui des
dépenses publiques sans cesse croissantes, nous avons opté pour l'utilisation du filtre de Hodrick-Prescott
largement utilisé par les économistes. A l'ensemble des variables explicatives, nous avons ajouté la variable
dummy DCRISE qui caractérise la période 1981-1986 de crise économique par laquelle est passée la Tunisie.
L'estimation de cette équation pour le cas de la Tunisie sur la période 1972-1997 nous a donné le résultat résumé
dans le tableau suivant :
Vérification de la politique optimale pour la Tunisie
Variable dépendante :
SURPLUSPRIMY
* Variable significative au seuil de 1%.
** Variable significative au seuil de 5%.
NS Variable non significative.
Coefficients T de Student
Constante 0,007 (0,50) NS
DETPUB(-1) -0,01 (-0,44) NS
TEMPGY -0,67 (-2,90)*
TEMPYY 0,18 (2,12)**
DCRISE 0,01 (2,21)**
R 2
0,37
D-W 1,73
F-Statistic 3,09
Bien que le pouvoir explicatif de cette régression ne soit pas très élevé, cette dernière nous procure quand
même des enseignements très intéressants. En effet, pour la Tunisie, et comme attendu dans le modèle théorique,
une hausse des dépenses publiques temporaires ou transitoires exerce bel et bien un effet négatif et très
significatif sur le niveau du surplus primaire dégagé par l'Etat. Une amélioration du niveau de la production
exerce aussi un effet stimulant significatif sur le surplus primaire, et ceci grâce aux recettes fiscales
supplémentaires qu'elle génère. En revanche, et contrairement au modèle théorique, le niveau de la dette
publique héritée a exercé un effet négatif non significatif sur le niveau des surplus primaires. La Tunisie, semblet-il,
n'a pas dégagé des surplus primaires significatifs, au sens de Bohn (1995, 1998), en réponse à la hausse de
l'endettement public pour pouvoir payer suffisamment les intérêts de ce dernier. La hausse de la dette publique
n'a pas incité les pouvoirs publics à respecter leur contrainte budgétaire inter-temporelle. Donc, un jeu à la Ponzi
n'est pas exclu pour le cas de la Tunisie. Le non-respect de cette condition témoigne encore du caractère non
soutenable de la politique budgétaire en Tunisie, ce qui conforte nos conclusions déjà évoquées plus haut.
Toutefois, ces conclusions quant à la non-soutenabilité de la politique budgétaire en Tunisie, ne doivent en
aucun cas occulter l'effort qu'a consenti la Tunisie avec le programme d'ajustement structurel, en matière
d'assainissement budgétaire et de réduction des dépenses publiques. Ainsi, il serait intéressant de voir si, après
l'adoption du programme d'ajustement, la Tunisie n'a pas retrouvé une situation de soutenabilité budgétaire
favorable.
17
-36-

V - DES DEFICITS BUDGETAIRES FINANÇABLES
Parmi les différents travaux qui se sont intéressés à l'étude des déficits budgétaires, nous citons en particulier
les travaux pionniers de Anand et Van
Wijnbergen (1988, 1989) 1 ,Van Wijnbergen(1990) 2 et de Van Wijnbergen et Budina (1997, 1999) 3 .L'originalité
de ces travaux réside dans l'étude de la cohérence entre la politique budgétaire et les différents objectifs de la
politique macroéconomique. En effet, selon ces auteurs, en présence de différents objectifs macroéconomiques
tels que la lutte contre l'inflation, les différentes sources de financement du déficit budgétaire deviennent
interdépendantes et déterminent le niveau du déficit primaire qui peut être financé. Si le montant de ce déficit est
inférieur au déficit primaire réalisé effectivement, deux impératifs sont nécessaires : soit un ajustement de la
position budgétaire est requis, soit une révision des autres objectifs doit être faite.
Ainsi, partant de la contrainte budgétaire de l'Etat en une seule période, à laquelle font face la plupart des
pays en développement, nous pouvons écrire:
*
*
*
D + i.
B + i E.
B = DB
+ E.
DB
(1)
où D est le déficit primaire hors intérêts, B (B * )lestock de la dette intérieure (extérieure) de l'Etat en fin de
période, i (i * )letaux d'intérêt sur la dette interne (externe), et E le taux de change nominal. Cette dernière stipule
que le déficit budgétaire, qui est la somme du déficit primaire et des paiements d'intérêts sur la dette interne et la
dette externe, doit être financé soit par emprunt interne, soit par emprunt extérieur, le financement monétaire
étant exclu.
En termes réels, en divisant par le niveau général des prix P, ennotant b=B/P, b* = E.B*/P, d = D/P, et
sachant après certaines transformations que 4 :
( DB
/ P)
= Db
+ b.
p
*
( EDB
/ P)
= Db
- b ( eˆ
- p )
l'équation (1) peut s'exprimer de la façon suivante :
ou encore
*
*
*
*
*
*
d + i.
b + i . b = Db
+ b.
p + Db
- b ( eˆ
- pˆ
)
(2)
*
*
*
d + ( i - p ). b + ( i - p + eˆ
). b = Db
+ Db
(2bis)
*
*
*
où d est le déficit primaire réel, b la valeur réelle de la dette publique interne, b * la valeur réelle de la dette
publique extérieure, ê le taux de dépréciation du taux de change réel, le taux d'inflation domestique, *
taux d'inflation étranger, et g le taux de croissance du produit.
Désignons par r et r * les taux d'intérêt réels domestique et étranger, formulés par : = i - p
L'équation (2bis) devient alors :
r et
*
*
le
*
r = i - p .
1
Anand R. et Wijnbergen S. van (1988), "Inflation, External Debt and Financial Sector Reform: A Quantitative Approach to Consistent
Fiscal Policy with an Application to Turkey", NBER Working Paper, n°2731.
2
Wijnbergen S. van (1990), "External Debt, Inflation, and the Public Sector: Towards Fiscal Policy for Sustainable Growth", The World
Bank Economic Review, vol. 3, n°3, pp. 297-320.
3
Wijnbergen S. van et Budina N. (1997), "Fiscal Policies in Eastern Europe", Oxford Review of Economic Policy, vol. 13, n°2, pp. 47-64.
Wijnbergen S. van et Budina N. (1999), "Inflation, Stabilization, Fiscal Deficits and Public Debt Management in Poland", Working Paper,
University of Amsterdam.
4
L'ensemble des démonstrations détaillées sont faites dans les travaux de Wijnbergen (op-cit), Agénor (2000) (op-cit), ou Buiter (1993).
Buiter W. (1993), "Consistency Chekcs for Fiscal, Financial and Monetary Policy Evaluation and Design", Yale University, 6 octobre.
18
-37-

*
*
*
d + r.
b + ( r + eˆ
). b = Db
+ Db
(3)
Cette dernière équation stipule donc que le déficit budgétaire réel du secteur public est égal aux variations de
la dette réelle interne et de la dette réelle externe. En divisant tout par y, qui représente le niveau de la production
réelle, cette dernière expression peut être reformulée de la façon suivante :
*
*
d / y + r.(
b / y)
+ ( r + eˆ
).( b / y)
= Db
/ y + Db
/ y
(4)
b b
En définissant b = et
y
x
*
*
=
croissance des exportations, alors nous pouvons écrire :
Db
/ y = Db
+ b.
g
*
Db
/ x = Db
+ b . xˆ
* x * *
Db
/ y = ( Db
+ b . xˆ
)
y
*
*
*
b ,avecx le niveau des exportations, et en désignant xˆ comme le taux de
A partir de ces trois dernières expressions, l'équation (4) peut s'écrire alors de la manière suivante :
d
y
*
* xb
x * *
+ r.
b + ( r + eˆ
). = Db
+ b.
g + ( Db
+ b xˆ
)
(5)
y
y
De surcroît, et à partir de l'équation (5), le déficit budgétaire primaire peut s'écrire de la manière suivante :
d
y
x *
x * *
= Db
+ Db
+ b ( g - r)
+ ( ) b ( xˆ
- r - eˆ
)
(6)
y
y
Cette dernière équation constitue une photographie instantanée de la contrainte budgétaire de l'Etat. C'est une
contrainte de court terme. Elle dépend de plusieurs facteurs concernant les fondamentaux de l'économie : le
stock existant de la dette publique intérieure et extérieure, le taux d'intérêt réel de la dette publique domestique,
le taux de croissance réel de l'économie, le ratio des exportations dans le PIB, le taux de croissance des
exportations, le taux d'intérêt réel de la dette publique externe, et le taux de dépréciation du taux de change réel.
Si nous définissons maintenant la condition de soutenabilité de la politique budgétaire comme étant celle de
la stabilité des ratios des stocks de la dette publique interne et externe, c'est à dire que Db = Db
0 ,àpartir de
l'équation (6) nous obtenons :
d
x * *
= b ( g - r)
+ ( ) b ( xˆ
- r - eˆ
)
(7)
y
y
Cette dernière expression stipule qu'il existe deux possibilités de financement du déficit budgétaire primaire
d'une manière soutenable : (i) l'emprunt domestique si le taux de croissance de l'économie est supérieur au taux
d'intérêt réel de la dette publique domestique, et (ii) l'emprunt externe lorsque le taux de croissance des
exportations est supérieur au taux d'intérêt réel international de la dette publique extérieure plus le taux de
dépréciation du taux de change réel. Cette contrainte est à la fois une condition de soutenabilité et une contrainte
de liquidité.
Si nous représentons par s ~ =-(d/y) lesurplus primaire exprimé en pourcentage du PIB nécessaire pour
atteindre la soutenabilité de la dette publique, nous obtenons alors :
-38-
* =
19

~ * *
s ( r g)
( x / y)
( r eˆ
xˆ
)
(8)
Cette équation constitue la condition nécessaire et suffisante pour atteindre la soutenabilité de la dette
publique. Elle doit être comparée avec le niveau actuel observable du surplus primaire. Nous définissons ainsi
l'ajustement budgétaire nécessaire assurant la soutenabilité de la dette publique comme étant la différence entre
le niveau du surplus primaire soutenable calculé à partir de l'équation (8) et le surplus primaire observé. Une
quantité positive indique un besoin d'ajustement, alors qu'une quantité négative indique qu'aucun ajustement
n'est nécessaire pour atteindre la soutenabilité. L'évolution de cette grandeur au cours du temps nous indique si la
conduite de la politique budgétaire s'achemine vers ou s'éloigne de l'objectif de soutenabilité.
L'avantage de cette expression réside dans le caractère observable et identifiable des variables qui la
constituent. Son application est instantanée. De ce fait, nous l'avons appliquée pour le cas de la Tunisie sur la
période 1987-1998 pour voir si la conduite de la politique économique en Tunisie était compatible avec l'objectif
de soutenabilité de la dette publique. L'ensemble des résultats est fourni dans le tableau suivant :
Ajustement budgétaire nécessaire pour la Tunisie : 1987-1998
Années Surplus
primaire
soutenable
(en % du PIB)
Surplus
primaire
actuel
(en % du PIB)
Ajustement
budgétaire
nécessaire
1987 -8,89 1,09 -9,98
1988 -8,25 3,20 -8,57
1989 -0,0841 -0,75 0,66
1990 -1,19 -1,46 0,267
1991 3,3 -2,83 6,13
1992 -0,578 0,10 -0,678
1993 0,246 0,22 0,0259
1994 -1,74 0,51 -2,25
1995 2,77 -0,59 3,36
1996 2,5 -0,31 2,81
1997 -1,53 -0,42 -1,11
1998 -1,19 2,12 -3,31
-39-
21

8,00E-02
6,00E-02
4,00E-02
2,00E-02
0,00E+00
-2,00E-02
-4,00E-02
-6,00E-02
-8,00E-02
-1,00E-01
-1,20E-01
Ajustement budgétaire nécessaireenTunisie 1987-1998
en % du PIB
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
Par rapport à nos conclusions quant à la non-soutenabilité de la politique budgétaire en Tunisie sur le long
terme, cette dernière semble osciller à court-terme entre des niveaux soutenables et des niveaux non soutenables.
Ainsi, sur l'ensemble de la période examinée, c'est en 1991 qu'est apparu le besoin le plus pressant d'un
ajustement budgétaire. Durant cette année, le surplus budgétaire nécessaire assurant la soutenabilité de la
politique budgétaire était de l'ordre de 3,3% du PIB, alors que l'Etat a enregistré un déficit primaire de l'ordre de
–2,83% du PIB. Ceci est le résultat d'une conjoncture internationale défavorable. Pour 1987 et 1988, en
revanche, la Tunisie a enregistré les niveaux des surplus primaires les plus soutenables. Elle aurait même été
autorisée à subir un déficit budgétaire primaire de l'ordre de 8,89% et de 8,25% du PIB. Ceci est le résultat des
très forts taux de croissance du PIB enregistrés ces deux années-là comparativement à la récession des années
qui ont précédé. Et après 1996, la hausse des recettes publiques en provenance des opérations de privatisation
des entreprises publiques pour l'Etat a aussi, semble-t-il, contribué à la détente de la contrainte financière de
l'Etat renouant ainsi avec la soutenabilité.
Toutefois, si au regard des résultats précédemment présentés, on est tenté de prôner parfois une politique de
dépenses publiques moins restrictive puisque la condition de soutenabilité le permet, il n'en est rien. En effet, si
la Tunisie enregistre de temps en temps un ajustement budgétaire négatif, ce n'est que la conséquence de certains
faits ponctuels tels que la hausse des revenus de la privatisation, et cela ne témoigne en rien de la bonne santé
des finances publiques tunisienne. En outre, l'étude de la relation entre le besoin d'ajustement et la part des
dépenses publiques dans le PIB, telle que présentée dans le graphique suivant, nous révèle un constat fort
intéressant. La relation entre la soutenabilité et l'augmentation de la part des dépenses publiques est saisissante.
-40-
22

Ajustement budgétaire
Ajustement budgétaire requis et dépenses publiques en
Tunisie
1.00E-01
5.00E-02
0.00E+00
-5.00E-02
-1.00E-01
-1.50E-01
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
4.10E-01
4.00E-01
3.90E-01
3.80E-01
3.70E-01
3.60E-01
3.50E-01
3.40E-01
3.30E-01
3.20E-01
Ajustement budgétaire nécessaire Dépenses publiques
En effet, il apparaît clairement d'après le graphique que la relation est inverse. Plus la part des dépenses
publiques dans le PIB est importante, plus l'ajustement budgétaire requis augmente, et moins est soutenable la
politique budgétaire. Plus cette part diminue, plus le besoin d'ajustement diminue, et plus soutenable sera la
politique budgétaire. Ceci témoigne de la nécessité de la réduction des dépenses publiques. Ainsi, la maîtrise, et
par delà la baisse des dépenses publiques deviennent donc un impératif absolu.
A l'ensemble de ces remarques, il ne faut pas aussi oublier le fait que l'économie tunisienne est une économie
vulnérable. Plusieurs éléments peuvent constituer des sources de risque potentiel d'insoutenabilité. Nous pouvons
en l'occurrence penser à un choc négatif sur l'équilibre externe et une dévaluation substantielle de la monnaie qui
lui est associée, dans un contexte d'accélération de l'ouverture et de transformation de l'économie tunisienne, ou
encore à un choc sur l'équilibre budgétaire associé à un accroissement des taux d'intérêt réels domestiques.
Ainsi, par exemple un risque important peut surgir lors de la combinaison de plusieurs facteurs : l'instauration
complète de la zone de libre échange et les pertes fiscales douanières qui lui sont associées, l'élimination des
accords préférentiels entraînant une baisse des exportations, ou une récession de l'activité économique mondiale
entraînant une baisse de la demande étrangère pour des produits tunisiens destinés à l'exportation. De tels chocs
entraînent inéluctablement un déclin de la croissance du PIB, et in fine une dévaluation. La réunion de tels effets
change radicalement l'appréhension de la soutenabilité de la politique budgétaire. A l'aide d'un petit exercice de
simulation, nous avons simulé l'incidence uniquement d'une baisse du taux de croissance des exportations sur
l'ajustement budgétaire nécessaire pour assurer la soutenabilité de la politique budgétaire. Les résultats sont
consignés dans le tableau suivant :
Ajustement budgétaire requis en fonction du taux de croissance des exportations (simulation)
1% 2% -1% -2% -5%
ABR -0,014 -0,0178 -0,007 -0,003 0,0076
Ainsi, à la lecture de ce tableau, nous remarquons qu'une baisse du taux de croissance des exportations de 5%
entraîne un ajustement budgétaire requis positif synonyme d'une insoutenabilité de la politique budgétaire. Un tel
scénario pessimiste est loin d'être irréaliste. La probabilité de sa réalisation est bel et bien assez élevée. La
décélération de l'économie mondiale est effective depuis les évènements du 11 septembre 2002. Ces derniers qui
ont entraîné en même temps une chute de la demande internationale de tourisme, ont réduit ainsi les ressources
-41-
Part des dépenses
publiques dans le PIB
23

en devises étrangères. Il est indéniable que ces facteurs pèseront négativement sur la croissance économique. Et
in fine, sur la balance des paiements et sur le déficit courant, qui ne doit pas se traduire par une augmentation de
la dette extérieure.
En tout cas, un effort supplémentaire d'assainissement des finances publiques est plus que nécessaire au
moins à court terme pour améliorer le niveau des réserves qui constituent un signal de la capacité de la Tunisie à
honorer ses obligations, même dans le cadre d'un choc défavorable. Pour cela, la poursuite à moyen terme de la
réduction du déficit budgétaire dans un contexte de démantèlement tarifaire est plus que nécessaire en s'attaquant
particulièrement aux rigidités budgétaires et aux dépenses publiques sources de gaspillage.
La première d'entre-elles, à laquelle nous pensons, sont les dépenses de l’Etat consacrées à l'achat de biens et
services. Cette rubrique de dépenses constitue une source de gaspillage importante pour la Tunisie. La
rationalisation de ces dépenses aiderait à la détente des dépenses publiques. Les dépenses publiques consacrées
aux paiements des intérêts de la dette publiques constituent un obstacle majeur à la réduction significative des
dépenses publiques. De surcroît, la réalisation de surplus budgétaires substantiels est plus que nécessaire pour
réduire la dette publique et les paiements d'intérêts associés.
Une autre principale rigidité concerne la masse salariale du secteur public, qui est passée de 11.8% du PIB en
2000 à 12% du PIB en 2001. Ce niveau devient extrêmement élevé au vu des standards internationaux, comme le
montrent les deux graphiques suivants. Sans une réduction de ce ratio, il sera difficile de générer l’épargne
publique nécessaire à moyen terme pour atteindre des objectifs de croissance. Il convient, peut-être,
d'entreprendre des efforts pour limiter certains recrutements et de répondre aux nouvelles demandes d’effectifs
par un redéploiement du personnel.
12
10
8
6
4
2
0
Part moyenne des dépenses publiques en salaires dans le
PIB (en %) :
une comparaison internationale
9.6
10.85
6.8
10.1 9.8
Tunisie Maroc Jordanie Liban Région
MENA
-42-
3.7
Europe et
Asie
centrale
4.5
4.7
6.7
4.9
OCDE Asie Afrique Amérique
Latine
24

Source : Schiavo-Campo S., de Tommaso G. et Mukherjee A. (1997).
CONCLUSION
9
8
7
6
5
4
3
2
1
0
3.7
2.3
Em pl oi pu blic en pourcentage de la population :
une comparaison internationale
3.5
Tunisie Maroc Jordanie Liban Région
MENA
1.4
3.9
Tout au long de ce travail, nous avons essayé d'examiner les perspectives futures associées à la politique
budgétaire tout en nous basant sur une analyse rétrospective de la question relative à la soutenabilité de la
politique budgétaire en Tunisie. Cette politique budgétaire apparaît non soutenable, aussi bien à court qu'à long
terme. Ce constat, assez pessimiste, nous conduit plutôt à préconiser une stratégie supplémentaire de réduction
des dépenses publiques. Toutefois, nous craignons que les autorités, dans le souci de réduire impérativement le
déficit budgétaire, n'essayent d'augmenter les impôts dans un contexte de réduction des recettes fiscales sur les
transactions internationales, aggravant ainsi le poids de la fiscalité sur l'activité du secteur privé. Ou bien que les
investissements publics ne subissent eux en priorité les frais de la réduction des dépenses publiques, face à
d'autres catégories de dépenses peu (ou moins) utiles mais qui apparaissent comme incompressibles,
hypothéquant ainsi les perspectives futures de croissance. La nature de l'ajustement à préconiser est de plus en
plus problématique.
-43-
6.9
Europe et
Asie
centrale
7.7
2.6
OCDE Asie Afrique Amérique
Latine
2
3
25

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-46-
28

ERED
Equipe de Recherche
en Economie du Développement
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Soutenabilité de la dette
extérieure en Tunisie
Etude réalisée par :
AYADI Ezer, CHAABANE Abdelkader,
GABSI Foued Badr et GHORBEL Abdelfettah
mars 2004
ERED - Equipe de Recherche en Economie du Développement
Faculté des Sciences Economiques et de Gestion
Université de Sfax
-47-

SOUTENABILITE DE LA DETTE EXTERIEURE EN TUNISIE
INTRODUCTION
Etude réalisée par :
AYADI Ezer, CHAABANE Abdelkader,
GABSI Foued Badr et GHORBEL Abdelfettah
Mars 2004
Au lendemain de son indépendance, la Tunisie s'est engagée dans une stratégie de
substitution aux importations qui concevait le développement comme devant passer par une
industrialisation importante afin de répondre aux besoins de la demande interne et d'alléger
les importations. Toutefois, les charges inhérentes à la réalisation de cette stratégie ambitieuse
ont dû faire face à un manque d'épargne et à une insuffisance des ressources financières
internes. Pour combler cette lacune, le financement extérieur a constitué un préalable absolu
au développement. En 1966, H. Chenery écrivait déjà : « En éliminant les goulots
d’étranglement, les ressources extérieures peuvent rendre les besoins de l’économie moins
tendus et permettre un usage plus complet des ressources intérieures » 1 . Les différents moyens
de financement externe devraient permettre de promouvoir la croissance économique et de
générer suffisamment de devises pour assurer éventuellement le remboursement de la dette.
Le besoin de financement externe peut être appréhendé à partir de l'identité comptable
suivante : Y+M=C+G+I+Xou encore S–I=X–Mdu fait que Y–C–Gest par
définition égal à l'épargne interne S. Ceci montre que, à posteriori, le déficit éventuel
d'épargne interne se trouve compensé par un financement externe dont la valeur n'est autre
que le solde de la balance courante. Si nous supposons que la balance des paiements est
équilibrée, alors nous pouvons écrire : S–I= X–M=-Fr,oùFr désigne le flux de capitaux
nets entrant (ou sortant). Un déséquilibre interne entre épargne et investissement se traduit par
un déficit extérieur et un besoin de financement extérieur 2 .
Le tableau n°1 retrace l'évolution des besoins de financement de l'économie tunisienne
durant la période 1961-1986.
Tableau n°1 : Evolution de l'épargne et des besoins de financement durant la période 1961-1986 en MD
1961-1970 1971-1980 1981-1986 1961-1986
Epargne nationale (1) 74,7 434,7 1173,5 466,7
Besoins de financement (2) 127,4 546,5 1659,1 642,1
(1)/(2) 58,6 79,5 70,7 72,7
Source : Ministère du Plan, Budget Economique.
1
Chenery H. et Strout A. (1966), "Foreign Assistance and Economic Development", American Economic
Review, n°56, septembre. Voir également Chenery H. (1981), Changement des structures et politiques de
développement, Economica, Paris.
2
Les modèles à double écart (double gap) développés par Chenery et Strout (1966, op-cit) et MacKinnon R.
(1964) sont les plus représentatifs du débat entre le financement extérieur et la résorption des déficits internes.
MacKinnon R.I. (1964), "Foreign Exchange Constraints in Economic Development", Economic Journal, n°74,
juin.
1
-48-

De ce fait, au cours des années soixante-dix, la Tunisie, comme un bon nombre de
pays en développement, a été encouragée dans la voie du financement extérieur en partie
grâce à un environnement macroéconomique international propice à une progression de
l'endettement extérieur: forte croissance, faible taux d'intérêt nominaux, forte inflation des
prix du commerce mondial, délais de remboursement assez long. En outre, les excédents
financiers des pays exportateurs de pétrole déposés auprès des banques commerciales ont
conduit au développement des crédits. En effet, suite à la hausse du prix du pétrole en 1973,
les pays de l'OPEP ont encaissé des excédents financiers qui ont largement dépassé leur
capacité d'absorption. La masse de fonds prêtables a donc augmenté à l'échelle mondiale alors
même que les occasions de placement se font de plus en plus rares dans les pays industrialisés
du fait de la récession. La tendance à la hausse du cours des matières premières a engendré un
optimisme qui s'est traduit par la mise en route de projets ambitieux dans les pays en
développement. Durant cette période, la dette externe était considérée comme le moteur de la
croissance. On est passé à la "debt-led growth" 3 .Letableau 2 permet de témoigner de la
relation positive qui aurait existé entre l'endettement externe et la croissance économique
durant les années 1970.
Tableau n°2 : Endettement et croissance durant les années 1970
Niveau d'endettement Exemples régionaux Taux de croissance annuelle entre
1973 et 1980
La région la plus endettée Indonésie, Malaisie, Thaïlande,
Corée du Sud
Une région moyennement
endettée
7,2%
Mexique, Brésil 5,4%
La région la moins endettée Afrique 1,3%
Source : Louat A. (1999), Le sous-développement, stratégies et résultats, Ellipses, Paris.
Toutefois, et dès le début des années quatre-vingt, la Tunisie, comme l'ensemble des
pays en développement, a été confrontée à de graves problèmes macroéconomiques : un
ralentissement du taux de croissance, une détérioration du solde de la balance commerciale,
une détérioration des termes de l’échange, une aggravation du déficit budgétaire, un
endettement externe excessif et un service de la dette très élevé. Des mesures de stabilisation
et de réformes structurelles ont été mises en oeuvre dans le cadre du programme d’ajustement
structurel adopté en 1986.
3
Plusieurs modèles de croissance avec endettement extérieur ont été développés. Loser C.M. (1977), "External
Debt Management and Balance of Payments Policies", IMF Staff Papers, vol.24, n°1, mars, pp.168-192. Nowzad
B. et Williams R. (1981), "External Indebtedness of Developing Countries", IMF Occasional Papers, n°3, mai.
Voir aussi Domard D. (1944), "The Burden of Debt and the National Income", American Economic Review.
Laffargue J-P. (1987), "Croissance et endettement externe", Revue d'économie politique, n°4. Ojo K.O. (1989),
"Debt Capacity Model of Sub-saharan Africa: Economic Issues and Perspectives", Development Policy Review,
vol.7.
2
-49-

L’EVOLUTION DE LA DETTE EXTERIEURE DE LA TUNISIE
Durant les années soixante-dix, la conjoncture internationale favorable a permis le
recours à l'endettement extérieur afin de soutenir l'effort d'investissement et la croissance
économique. La conséquence immédiate d'une telle stratégie était la hausse de l'endettement
externe. Les deux graphiques 1 et 2 retracent bien cette évolution.
1,4E+10
1,2E+10
1,0E+10
8,0E+09
6,0E+09
4,0E+09
2,0E+09
0,0E+00
Graphique n° 1
Evolution de la dette extérieure (en dollars
Source : Global Development Finance (2002)
80
70
60
50
40
30
20
10
0
1970
1970
1973
1976
1979
1982
1985
Graphique n°2
Source : Global Development Finance (2002)
1988
1991
1994
Evolution du ratio de la dette extérieure par rapport
revenu national brut
1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
-50-
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1997
1998
2000
2000
3

Durant les années soixante-dix et jusqu’à 1981, la Tunisie a pu garder un niveau
d'endettement externe jugé acceptable et ce malgré le fait que l'encours de la dette ait évolué à
un rythme assez rapide soit de l'ordre de 22% en moyenne annuelle de 1970 jusqu'en 1978,
avec un pic de l'ordre de 74% en 1977, passant ainsi de 598 millions de dollars en 1970 à 3,5
milliards de dollars en 1980.
Tableau n°3 : Evolution moyenne de la dette extérieure et du service de la dette
Evolution annuelle
moyenne de l'encours de
la dette
1970-1978 1979-1986 1987-2000
22% 8,5% 3,5%
Evolution annuelle
moyenne du service de la
dette
17,2% 12,75% 4,25%
Source : Global Development Finance (2002).
Toutefois, l'environnement économique international s'est brutalement modifié à partir
du début des années 1980 à la suite de la baisse des prix des matières premières, la
détérioration des termes de l’échange, la fluctuation des taux de change et la hausse des taux
d’intérêt. La politique économique interne du pays n'a pas aidé à éviter ce dérapage. On
notera, en particulier, la mauvaise gestion de la dette publique externe et l'absence de
discipline financière rigoureuse.
Ceci a entraîné un accroissement du poids de la dette pour atteindre un seuil critique
en 1986. Entre 1980 et 1986, les ratios de la dette par rapport aux exportations et au RNB sont
passés respectivement de 91,5% à 192,3% et de 44,4% à 69,2%, dépassant ainsi les seuils
tolérables. Cette évolution s'est traduite aussi par une hausse concomitante des paiements
d’intérêt et du service de la dette qui est passé de 14,8% des recettes des exportations en 1980
à 28,4% en 1986, comme le démontrent les deux graphiques 3 et 4.
0,35
0,3
0,25
0,2
0,15
0,1
0,05
0
1970
Graphique n°3
Evolution du ratio du service de la dette par rapport aux
exportations (en %)
1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
Source : Global Development Finance (2002).
-51-
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
4

Graphique n°4
Source : Global Development Finance (2002).
La détérioration des indicateurs de la dette externe de la Tunisie a eu aussi pour
origine les fluctuations des principales devises dans laquelle est libellée cette dette. En effet,
l'impact de ces fluctuations sur le service de la dette s'est ainsi traduit par une perte de change
évaluée à 546MD au cours de la période 1981-1986, représentant pour la seule année 1986,
174 MD soit 25% du service de la dette aux taux de remboursement. Cette perte de change n'a
fait qu'augmenter d'une année à une autre en passant de 7,7% du service de la dette aux taux
de tirage en 1981 à 33,5% en 1986 4 .Cette évolution est due à la dévaluation du dinar, et à
l'appréciation du dollar qui est la principale devise d'endettement comme le montre le
graphique 5 :
Graphique n°5
45
40
35
30
25
20
15
10
5
0
5
4,5
4
3,5
3
2,5
2
1,5
1
0,5
0
1970
1970
Evolution des paiements des intérêts sur la dette
extérieure par rapport au revenu national brut (en %
1972
1974
1976
1978
1980
Source : Global Development Finance (2002).
4 Le financement extérieur de l'économie tunisienne, Les Cahiers de l'IEQ, n°14, juillet, 1996.
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
Structure de la dette extérieure de long terme par principale
devise (en %)
1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
Mark allemand Franc français
Yen japonnais Dollar américain
-52-
1996
1996
1998
1998
2000
2000
5

Le coût effectif de la dette a pratiquement doublé entre les périodes du cinquième plan
(1977-1981) et sixième plan (1982-1986), passant ainsi de 3,5% à 7,2% en moyenne annuelle.
Cet accroissement n'a pas résulté de la hausse du taux d'intérêt contractuel qui n'a passé que
de 5,5% à 6,1%, mais plutôt de la perte de change qui a fortement augmenté en passant de 0%
à 4,3% 5 .
Devant l'ampleur de la dette extérieure, et l'émergence d'une crise économique et
financière, la mise en oeuvre d’un programme d’ajustement structurel s’est imposée en 1986.
Les nouvelles réformes économiques visent la stabilisation macro-économique, le
renforcement de l'épargne nationale et la promotion des exportations.
Ces réformes ont permis d’une part, la baisse du taux d'endettement externe qui est
passé à 52,4% du RNB en 2001, avec un taux d'accroissement annuel moyen de l'encours de
la dette de l'ordre de 3,5%, et d'autre part, la maîtrise du service de la dette en pourcentage des
recettes courantes qui est passé de 27% en 1987 à 16,1% en 1998, et à 13,3% en 2001, avec
un taux d'accroissement annuel moyen de l'ordre de 4,25% (Tableau 3).
La structure de l'endettement par terme montre que les conditions d'endettement restent
en général en faveur de la dette à long terme malgré la perte de change qui lui est liée. En
effet, la dette à long terme bénéficie d'un élément don important de sorte que le coût de cette
dette reste relativement avantageux.
Tableau n°4 : Structure de la dette par terme (en %)
Structure de la
dette par terme
1961 1971 1986 1993 2001
Long terme 38.8 72.7 60.4 76.5 86.6
Court terme 61.2 27.3 39.6 23.5 13.4
Source : Banque Centrale de Tunisie.
Quant à la structure de la dette extérieure selon l’origine, elle n'a pas beaucoup évolué
depuis le début des années soixante jusqu'à aujourd'hui. Durant les années soixante, le rôle des
prêts d'origine privée a été aussi important que celui des prêts d'origine publique. Toutefois, la
prépondérance des crédits fournisseurs dans les prêts d'origine privée, caractérisés par des
conditions désavantageuses, a eu tendance à alourdir la capacité de remboursement de
l'économie tunisienne. La hausse des prêts d'origine publique et la baisse de ceux d'origine
privée, qui ont caractérisé le début des années soixante-dix, se sont poursuivies jusqu'aux
années quatre-vingt-dix, et au début des années 2000 comme le montre la graphique 6.
5
Coût effectif = Taux d'intérêt contractuel + Risque de Change + Elément don. Pour plus de détails voir IEQ,
op.cit.
-53-
6

Origine
privée; 46
Origine privée;
44,1
Graphique n°6 : Tirages sur crédits à moyen et long termes par origine
1961
1996
Origine
publique; 54
Origine
publique; 55,9
Origine privée;
31,01
Source : Banque Centrale de Tunisie et IEQ.
Toutefois, si les réformes adoptées par la Tunisie après la crise de 1986, ont permis de
maintenir une évolution favorable des paramètres de la dette externe, et ce malgré l'instabilité
des cours des principales monnaies d'endettement et des transferts nets négatifs, les conditions
financières de cette dette ont fortement changé. La part des emprunts contractés à des taux
d'intérêt variables s'est considérablement accrue. Une telle dépendance accroît la vulnérabilité
par suite de l'évolution des taux d'intérêt sur le marché financier international qui ont
enregistré de substantielles fluctuations depuis les années quatre-vingt. L'analyse de la
soutenabilité de la dette extérieure devient extrêmement importante.
-54-
38,1
1971
2001
Origine
publique; 68,98
61,9
7

DE LA DYNAMIQUE DE LA DETTE EXTERIEURE EN TUNISIE:
L’APPROCHE ACTUARIELLE
L'évaluation de la soutenabilité de la dette extérieure consiste à étudier la solvabilité
extérieure d'une manière analogue à l'évaluation de la solvabilité budgétaire. De ce fait, le
concept de solvabilité est défini en relation avec la contrainte inter-temporelle de la nation.
Ainsi celle-ci est considérée comme solvable si la valeur présente (actualisée) des flux de
surplus courants futurs est égale à l'endettement extérieur.
En suivant Ahmed et Rogers (1995) 6 ,l'identité de base qui définit la contrainte intertemporelle
de la nation est la suivante:
ou encore :
Yt ( Dt
-Dt
- 1)
= At
+ rDt-1
+ (1)
Dt Dt-
1=
- ( Yt
-At)
+ Dt-1
- r (2)
où Y est le PIB nominal, D la dette extérieure, A l'absorption intérieure, r le taux d'intérêt sur
les engagements extérieurs, supposé constant. Cette identité lie le déficit du compte courant
(qui est algébriquement égal à l'augmentation du flux des engagements extérieurs) à la
différence entre les dépenses totales (absorption et paiements d'intérêts sur la dette extérieure)
et le revenu global de l'économie à la fin de la période t.
Le solde de la balance commerciale, BC, àsavoir la différence entre les exportations X
et les importations des biens et services M, estégal au revenu national moins l'absorption
domestique :
BCt =Xt – Mt =Yt – At (3)
En combinant ce résultat avec l'équation (2), il en résulte que :
ou encore :
Dt Dt-
1 = - BCt
+ rDt-1
- (4)
D -
t ( 1+
r)
Dt
1 BCt
= - (5)
Cette équation (5) relie le stock de la dette extérieure à l’instant t au stock de la dette
extérieure de la période précédente, augmenté des intérêts, et au solde de la balance
commerciale.
6
Ahmed S. et Rogers J.H. (1995), "Government Budget Deficits and Trade Deficits: Are Present Value
Constraints Satisfied in The Long-Ter Data?", Journal of Monetary Economics, n°36, pp. 351-374.
8
-55-

Sachant que l’équation (5) doit être respectée chaque année, et en résolvant
récursivement par substitution répétée vers l’avenir, nous obtenons la contrainte intertemporelle
extérieure du pays :
Dt
= E
N
BCt+
h
N
t  ( ) + E D
t lim
(6)
h+
1 N
N
h=
1
Æ•
( 1+
r ) ( 1+
r)
où Et est l’opérateur d’espérance mathématique qui dénote que les valeurs futures des
variables sont anticipées rationnellement par les agents économiques, conditionnellement à
toute l’information disponible à la période t.
Comme pour la dette publique, la solvabilité extérieure requiert que la condition de
non-jeu à la Ponzi tient, de sorte que :
DN
lim
Æ•(
1+
r)
Et N
N
= 0
Cette condition affirme simplement qu'un pays ne peut pas supporter ses engagements
extérieurs indéfiniment. Par conséquent, l’équation (6) devient :
D
N
t Et
Â
h=
1
BCt+
(
( 1+
r)
h
h+
1
)
= (8)
C’est la condition de solvabilité qui doit être satisfaite. Elle stipule que le pays est
solvable si sa dette externe est égale à la valeur présente des surplus commerciaux attendus. Si
l'équation (7) est supérieure à zéro, le pays va rembourser sa dette en émettant une nouvelle
dette.
Si nous supposons que la production croit à un taux constant n, desorte que
Yt = (1 + n)Yt-1 et si on suppose que d = D/Y et bc = BC/Y, l'équation (5) devient :
( 1+
r)
d bc
( 1+
n)
t= dt
- 1-
t
(9)
En résolvant l'équation (9) de façon récursive, il en résulte que 7 :
d
0
=
h
N
h ) dN
h 1
N 1 r
n 1
) bc lim(
1 n 1 (
r + +
•
Â
+ +
(10)
= +
Æ•
La condition de solvabilité extérieure requiert donc que :
7
La solution récursive de l'équation (10) avec la variable production et des taux d'intérêt internationaux variables
est donnée par :
•
h 1+
n j
N 1+
n j
d0
= Â’ j=
1(
) bch
+ lim ’ =
h=
1 +
Æ •
j 1(
) dN
1 r N
j
1+
rj
9
-56-
(7)

)
1 r
n 1 lim(
+
Æ•
+
N
E dN
N
= 0
Par conséquent, de l'équation (10) 8 , nous obtenons :
 •
= + + h
0=
) bch
h 1 1 r
n 1 d E (
(12)
La solvabilité extérieure nécessite donc que le ratio de la dette par rapport au PIB soit
égal aux surplus extérieurs nets attendus. Et comme pour la solvabilité budgétaire, la
condition de non-jeu à la Ponzi n'est importante que si le taux d'intérêt sur la dette extérieure
est supérieur au taux de croissance de la production.
En termes stochastiques, la condition de soutenabilité implique que la variable dette
suive un processus stationnaire. La stationnarité de la dette exige la stationnarité du solde de
la balance commerciale. Et c’est pour cette raison que l’évaluation de la soutenabilité de la
dette extérieure doit se fonder sur des tests de racines unitaires.
En ce qui concerne la Tunisie, nous avons essayé de tester la soutenabilité de la dette
extérieure sur la période 1970-2000. Le tableau 5 résume les résultats des tests de racine
unitaire basés sur le test ADF (Augmented Dickey-Fuller).
Tableau n°5 : Test de racine unitaire
Variables Retards Valeur du test Seuil critique Stationnaire en
niveau
(11)
Stationnaire en
première
différence
D(D) 0 -4,00* -3,67 - oui
BC 3 -3,32*** -3,22 oui -
D(d) 1 -3,35* -2,64 - oui
bc 2 -2,74*** -2,62 oui -
* Variable significative au seuil de 1%.
*** Variable significative au seuil de 10%.
D’après ce tableau, l’hypothèse nulle de présence d’une racine unitaire n’a pu être
rejetée pour la variable dette, que ce soit en valeur ou en pourcentage du PIB. Ce résultat
indique donc que la dette extérieure de la Tunisie apparaît comme non soutenable. Toutefois,
ceci est à relativiser du fait que le solde de la balance commerciale, exprimé en valeur ou en
pourcentage du PIB, est stationnaire en niveau indiquant une forme de soutenabilité de
l’endettement extérieur de la Tunisie.
8 Avec n et i variables, la condition de non-jeu à la Ponzi, pour la solvabilité extérieure, est donnée par :
lim N
’ NÆ•
j=
1
(
1 + n
1+
rj
de sorte que l'équation (7) devient :
Â’
•
h + j h
d0=
E j=
1(
1 n
)
h=
1 + j
1
j
)
r
N
d
N
= 0
bc
h
-57-
10

Cette opposition dans les résultats, nous invite à tester une autre forme du modèle.
Ainsi, à la manière de Hakkio et Rush (1991) 9 et Husted (1992) 10 ,etensupposant que le taux
d’intérêt est stationnaire et de moyenne inconditionnelle i, etque : IMt = Mt
+ ( rt
-r)
Dt-1
,
l’évolution de la dette extérieure telle que décrite dans l’équation (5) peut être réécrite de la
manière suivante :
IM t+ ( 1+
r)
Dt-
1=
Xt
+ Dt
(13)
En prenant la différence première de cette équation, nous obtenons :
DDt = DIMt
+ ( 1+
r)
DDt-
1-DXt
(14)
En résolvant cette dernière équation de façon récursive, nous obtenons :
ou encore :
DX
-DIM
j-t
r)
 •
D t+
1
j j
MM t=
Xt
+ lim D +
(15)
rÆ
• r
( 1+
r)
j=
t+
1 ( 1+
DX
-DIM
j-t
r)
 •
D t+
1
j j
MM t-X
t=
lim D +
(16)
rÆ
• r
( 1+
r)
j=
t+
1 ( 1+
avec MMt = Mt
+ rDt-1
En supposant que toutes les variables sont non stationnaires en niveau, mais intégrées
d’ordre 1, I(1), les variables du côté droit de l'équation (16) sont donc stationnaires
puisqu'elles sont exprimées en différence première. Ceci implique que le côté gauche de
l'équation doit être aussi stationnaire pour que la contrainte budgétaire de la nation soit
satisfaite.
Si MM et X suivent un processus non stationnaire, l’endettement extérieur du pays
serait soutenable lorsque ces deux variables sont cointégrées, et que le vecteur cointégrant est
(1, -1). Le même raisonnement s'applique lorsque les variables sont exprimées en pourcentage
du PIB. Le tableau 6 présente les résultats des tests de racine unitaire (ADF) pour ces deux
variables.
Tableau n°6 : Test de racine unitaire
Variables Retards Valeur du test Seuil critique Stationnaire en
niveau
Stationnaire en
première
différence
D(MM) 1 -2,89*** -2,62 - oui
D(X) 1 -2,92*** -2,62 - oui
mm=MM/PIB 2 -2,66*** -2,62 oui -
x=X/PIB 1 -3,61*** -3,22 oui -
*** Variable significative au seuil de 10%.
9 Hakkio C.S. et Rush M. (1991), "Is The Budget Deficit Too Large?", Economic Inquiry, n°29, pp.425-429.
10 Husted S. (1992), "The Emerging US Current Account Deficit in The 1980s: A Cointegration Analysis", The
Review of Economic and Statistics, n°74, pp.159-166.
-58-
11

D’après ce tableau, les deux variables MM et X sont stationnaires en différence
première, et donc intégrés d’ordre 1. Ainsi, pour vérifier la soutenabilité à long terme de la
dette extérieure en Tunisie, ces deux variables doivent être cointégrées. Les deux tableaux 7 et
8 présentent les résultats du test de cointégration basés sur la méthode de Johansen.
Tableau n°7 : Test de cointégration entre X et MM avec tendance déterministe.
Intercept no trend
1970-2000
Hypothèse nulle Hypothèse Eigenvalue Trace Valeur critique Valeur critique
alternative
LR au seuil de 5% au seuil de 1%
r = 0 r > 0 0,1181567 5,770309 15,41 20,04
r £ 1 r > 1 0,00502 0,160111 3,76 6,65
Tableau n°8 : Test de cointégration entre X et MM sans tendance déterministe.
Intercept no trend
1970-2000
Hypothèse nulle Hypothèse Eigenvalue Trace Valeur critique Valeur critique
alternative
LR au seuil de 5% au seuil de 1%
r = 0 r > 0 0,259196 13,83690 19,96 24,60
r £ 1 r > 1 0,176471 5,436380 9,24 12,97
Le test de la Trace n’a pu rejeter l’hypothèse nulle de l’absence de relation de
cointégration entre X et MM au seuil de 5%. Ainsi, d’après la procédure du test, et pour
aucune des spécifications retenues, on ne peut rejeter l’hypothèse de non cointégration.
L’endettement extérieur de la Tunisie apparaît comme non soutenable. Toutefois, lorsque ces
deux variables sont exprimées en pourcentage du PIB, elles sont stationnaires en niveau
démontrant que l'endettement extérieur de la Tunisie est soutenable à long terme.
Cette divergence dans les conclusions, nous a invité à considérer une autre identité
comptable qui pourrait définir le déficit du compte courant d'une manière plus précise. Ainsi,
à la manière de Sawada (1994) 11 et de Jayme (2001) 12 , nous pouvons écrire :
Y D
t+ ( Dt
-Dt
1)
+ TR t=
At
+ rtD
t-1+
REt
- (17)
expression dans laquelle At désigne l'absorption domestique
ou encore :
D D
t - Dt-
1=
- ( Yt
-At)
- TR t+
rtD
t-1+
REt
(18)
où TR sont les transferts nets reçus du reste du monde, et _REt les variations des réserves de
change. A partir de cette équation, nous pouvons écrire que :
11
Sawada Y. (1994), "Are The Heavily Indebted Countries Solvent? Tests of Inter-temporal Borrowing
Constraints", Journal of Development Economics, n°45(2), pp. 325-337.
12
Jayme F.G. (2001), "External Debt Sustainability: Empirical Evidence in Brazil", Texto Para Discussao n°154,
junho.
12
-59-

D -
t ( 1+
rt)
Dt
1 St
= - (19)
où St est le surplus extérieur net, défini comme suit :
St = BCt + TRt – _REt
expression dans laquelle BCt = Yt
-At
En recourant maintenant aux notations suivantes :
EX = X + TR + RE , IM t t
t t t t-1
t = M + RE , Et = IMt
+ ( rt
-r)
Dt-1
,
l’évolution de la dette extérieure telle que décrite dans l’équation (19) peut être exprimée de la
manière suivante :
E t+ ( 1+
r)
Dt-
1=
EXt
+ Dt
(20)
En passant à la différence première, cette équation s’écrit comme suit:
DDt = DEt
+ ( 1+
r)
DDt-
1-DEXt
(21)
En résolvant l’équation (21) de façon récursive, nous obtenons l'équation suivante :
DEX
-DE
j-t
r)
 •
D t+
1
j j
MM t=
EXt
+ lim D +
(22)
rÆ
• r
( 1+
r)
j=
t+
1 ( 1+
MM = IM + rD -
avec t t t 1
En supposant que les deux variables EXt et MMt sont non stationnaires en niveau, mais
intégrées d’ordre 1, I(1), nous pouvons tester l’équation suivante : EX t= a+
b.
MMt
+ ut
Si MM et EX suivent un processus non stationnaire, l’endettement extérieur du pays
serait soutenable lorsque ces deux variables sont aussi cointégrées, et que le vecteur
cointégrant est (1, -1), c’est à dire que le paramètre b prend la valeur 1 13 .
Le tableau 9 présente les résultats des tests de racine unitaire (ADF) pour les deux
variables.
13
Hakkio et Rush (1991) ont affirmé que le paramètre b peut être inférieur à 1. Toutefois, selon Rocha et Bender
(2000), cette condition n’est pas suffisante, parce que si b < 1 et que l’endettement initial était positif, le ratio
dette/PIB va diverger vers l’infini, et la dette extérieure devient non soutenable.
13
-60-

Tableau n°9 : Test de racine unitaire
Variables Retards Valeur du test Seuil critique Stationnaire en
niveau
Stationnaire en
première
différence
D(EX) 0 -4,92* -3,67 - oui
D(MM) 0 -4,59* -4,30 - oui
* Variable significative au seuil de 1%.
D’après ce tableau, les deux variables MM et EX sont stationnaires en différence
première, et donc intégrés d’ordre 1. Ainsi, pour vérifier la soutenabilité à long terme de la
dette extérieure en Tunisie, ces deux variables doivent être cointégrées. Les deux tableaux 10
et 11 présentent les résultats du test de cointégration basés sur la méthode de Johansen.
Tableau n°10 : Test de cointégration entre EX et MM avec tendance déterministe.
Intercept no trend
1970-2000
Hypothèse nulle Hypothèse Eigenvalue Trace Valeur critique Valeur critique
alternative
LR au seuil de 5% au seuil de 1%
r = 0 r > 0 0,101029 3,684929 15,41 20,04
r £ 1 r > 1 0,020352 0,596296 3,76 6,65
Tableau n°11 : Test de cointégration entre EX et MM sans tendance déterministe.
Intercept no trend
1970-2000
Hypothèse nulle Hypothèse Eigenvalue Trace Valeur critique Valeur critique
alternative
LR au seuil de 5% au seuil de 1%
r = 0 r > 0 0,240966 10,64931 19,96 24,60
r £ 1 r > 1 0,087447 2,653764 9,24 12,97
Le test de la Trace n’a pu rejeter l’hypothèse nulle de l’absence de relation de
cointégration entre EX et MM au seuil de 5%. Ainsi, d’après la procédure du test, et pour
aucune des spécifications retenues, on ne peut rejeter l’hypothèse de non cointégration.
L’endettement extérieur de la Tunisie apparaît comme non soutenable. Ce résultat est
confirmé en utilisant les variables en pourcentage du PIB. Dans les deux tableaux 12 et 13, le
test de la Trace n’a pu rejeter l’hypothèse nulle de l’absence de relation de cointégration au
seuil de 5%.
Tableau n°12 : Test de cointégration entre EX/PIB et MM/PIB avec tendance déterministe.
Intercept no trend
1970-2000
Hypothèse nulle Hypothèse Eigenvalue Trace Valeur critique Valeur critique
alternative
LR au seuil de 5% au seuil de 1%
r = 0 r > 0 0,173726 7,762625 15,41 20,04
r £ 1 r > 1 0,073969 2,228592 3,76 6,65
-61-
14

Tableau n°13 : Test de cointégration entre EX/PIB et MM/PIB sans tendance déterministe.
Intercept no trend
1970-2000
Hypothèse nulle Hypothèse Eigenvalue Trace Valeur critique Valeur critique
alternative
LR au seuil de 5% au seuil de 1%
r = 0 r > 0 0,200104 8,735353 19,96 24,60
r £ 1 r > 1 0,074985 2,260413 9,24 12,97
Finalement, cette méthode actuarielle a montré des résultats mitigés qui ne nous
permettent pas de trancher en faveur de la soutenabilité de la dette extérieure de la Tunisie.
Ceci n'est pas choquant du fait que la Tunisie avait enregistré, surtout au début des années
quatre-vingt, des seuils très élevés d'endettement externe. Après 1986, l'amélioration des
indicateurs d'endettement, et les bonnes performances qu'avait enregistrées ce pays, pourraient
jouer en faveur de la soutenabilité. Pour cette raison, nous allons utiliser une autre approche
pour tester la soutenabilité de la dette externe sur une période plus courte (1987-2000), à
savoir l’approche comptable, ce qui n'était pas possible à l'aide de la méthode actuarielle qui
exige un nombre d’observations plus important.
L’APPROCHE COMPTABLE
Il existe d’autres manières pour vérifier la trajectoire du déficit du compte courant et
étudier sa soutenable dans le long terme. A la manière de Rocha et Bender (2000) 14 ,ilest
possible d'évaluer les effets du déséquilibre du compte courant au moyen d'un indicateur
simple qui peut être comparé avec les données observées. En effet, à partir de l'identité de la
dette extérieure (équation 5), nous pouvons écrire :
D EN
t= ( 1+
rt)
Dt-
1+
D t
(1)
où Dt représente la dette extérieure, rt est le taux d'intérêt sur la dette extérieure et DENt est le
déficit extérieur net (DENt =-St). En divisant cette dernière équation par Yt qui représente le
PIB, nous obtenons :
d D +
Y
t-1
t= ( 1+
rt)
dent
t
Les lettres en minuscules représentent les parts dans le PIB. Soit nt le taux de croissance
nominal du PIB. L'équation (2) s’écrit ainsi :
( 1+
r )
d +
( 1+
n )
t
t= dt
-1
dent
t
Si nous supposons que le ratio de la dette extérieure par rapport au PIB est stable (condition
de soutenabilité de la dette extérieure), c'est à dire dt = dt-1, nous obtenons alors :
14
Rocha F. et Bender S. (2000), "Present Value Tests of The Brazilian Current Account", Revista de Economia
Aplicada, Sao Paulo.
15
-62-
(2)
(3)

den
( n - r )
( 1+
n )
R t t
t dt
t
= (4)
Le déficit extérieur net qui peut résoudre l'équation (4) est le déficit extérieur net
requis (soutenable), qui représente le solde du compte courant compatible avec un ratio
d'endettement extérieur stable au cours du temps. La différence entre le déficit extérieur net
requis et le déficit extérieur net effectif représente le "Gap". Un signe positif indique une
soutenabilité du déséquilibre externe, alors qu’un signe négatif est le reflet d’insoutenabilité.
Le tableau suivant montre que l'endettement externe de la Tunisie oscille entre des
niveaux soutenables et des niveaux non soutenables, dont témoignent les valeurs positives
obtenues pour le GAP.
Années Dette
extérieure
en % du
PIB
(d)
Tableau n°14 : Soutenabilité du déséquilibre externe de la Tunisie
Déficit
extérieur
net en % du
PIB
(den)
Taux
d’intérêt
apparent
de la dette
extérieure
(ra)
Taux de
croissance
nominal
du PIB*
(n)
Déficit
extérieur
net requis
en % du
PIB
(den R )
GAP
en % du
PIB
Déficit
commercial
requis en
millions de
$
GAP en
millions
de $
1987 70,30 1,45 6,3 7,5 0,8 -0,7 76 -64
1988 67,35 -3,49 6 4,1 -1,3 2,2 -120 228
1989 69,04 3,97 6,3 0 -4,3 -8,3 -440 -840
1990 62,56 9,61 6,4 21,6 8 -1,8 961 -220
1991 63,10 5,53 5,7 6,3 0,35 -5,1 47 -680
1992 55,12 4,36 5,5 18,5 6 1,7 937 261
1993 59,51 5,45 5,8 -5,7 -7,25 -12,7 -1100 -1900
1994 61,52 -0,51 6 7 0,57 1,1 90 171
1995 60,15 2,96 5,6 15 5 2 894 361
1996 58,09 -0,38 5,1 9 2 2,5 407 483
1997 59,41 0,09 4,7 -3,5 -5 -5,1 -960 -970
1998 54,37 4,78 5 5,6 0,3 -4,4 62 -890
1999 57,11 -0,78 5,3 4,2 -0,6 0,1 -130 39
2000 54,50 4,55 4,6 -6,9 -6,7 -11 -1300 -2200
* PIB exprimé en dollars.
Ainsi, comme pour le cas de la dette publique globale, l’approche actuarielle (AYADI,
2004) semble être plus exigeante que l’approche comptable (GABSI, 2004) concernant la
soutenabilité de la dette extérieure de la Tunisie. Selon la méthode actuarielle, la dette externe
semble être non soutenable. Toutefois, cette conclusion n’a pas été totalement confirmée par
la méthode comptable qui montre que, sur plusieurs années, cette dette est plutôt soutenable.
Cela vient du fait que, pour mettre en œuvre la méthode actuarielle, on a besoin de séries
temporelles longues, qui de ce fait prennent en compte des observations concernant des
années qui ont été marquées par des déséquilibres extérieurs graves (surtout entre 1982 et
1986), alors que l'application de la méthode comptable a essentiellement porté sur la période
postérieure au programme d'ajustement structurel de 1986.
-63-
16

Annexe : Données exprimées en dollars
PIB Exportations Importations Transferts
nets
Dette
extérieure
Réserves de
change
Paiements
d'intérêts
sur la dette
extérieure
1970 1439238144 316571424 356190464 61750000 598600000 59897932 18300000
1971 1685152640 406180672 411726464 63050000 672300032 148480944 20200000
1972 2237570304 567200448 553575936 58190000 749500032 226181360 23200000
1973 2730787584 711574976 721299840 62310000 875400000 316200704 27600000
1974 3545852416 1254037760 1142012800 33840000 1000300032 436959424 30300000
1975 4328933376 1343873536 1424913664 91630000 1108800000 398032800 34800000
1976 4508139520 1311161856 1533420416 175380000 1278599936 383275520 37000000
1977 5109919744 1511598080 1942417536 612339968 2232900096 375924000 64100000
1978 5968474624 1848042880 2312035840 410289984 2941299968 479213920 109400000
1979 7188899328 2802243840 3017025024 267470000 3398700032 666557248 176200000
1980 8743054336 3517965056 3986912000 232030000 3526500096 700155136 255000000
1981 8428513792 3487039232 4200688640 263270000 3607300096 610305984 238700000
1982 8133538816 3002082304 3858538240 275390016 3772499968 691731904 232300000
1983 8350545920 2869602304 3567334912 364990016 4058700032 638499648 225800000
1984 8254573056 2720930048 3659101696 64110000 4094400000 463854208 265300000
1985 8410185728 2699940096 3207070208 68730000 4884100096 293749056 270900000
1986 9017795584 2721811456 3363852800 5630000 5943300096 378244384 327000000
1987 9696739328 3377018368 3472956416 -282609984 6817099776 615850752 376600000
1988 1,0096E+10 4242247680 4205875456 -44000000 6800000000 975873280 408600000
1989 1,0102E+10 4479732736 4814709248 -127680000 6974700032 1036736128 427400000
1990 1,2291E+10 5353409024 6219545600 -145880000 7689900032 866664128 447500000
1991 1,3075E+10 5277717504 5925543424 -74920000 8251400192 866047296 440100000
1992 1,5497E+10 6126865920 7200814080 340390016 8542700032 923751040 454100000
1993 1,4609E+10 5908638208 7007272960 286880000 8693799936 937958400 502700000
1994 1,5626E+10 7009984000 7479932928 -55530000 9614100480 1544397440 528900000
1995 1,7987E+10 8031401984 8765701120 57030000 1,082E+10 1689071104 540600000
1996 1,9587E+10 8249435136 8553523712 90980000 1,1379E+10 1977688064 558300032
1997 1,89E+10 8303644160 8770232320 386190016 1,123E+10 2041032832 537600000
1998 1,9956E+10 8464037888 9103363072 -186270000 1,085E+10 1912568832 562899968
1999 2,0799E+10 8793000000 9248000000 206790000 1,188E+10 2324617728 583500032
2000 1,9468E+10 8607000000 9311000000 270560000 1,061E+10 1871426944 553000000
Source: IMF Global Development Finance (2002), World Development Indicators (2000), Statistiques
Financières Internationales du FMI (2003).
Aggregate net transfers are equal to aggregate net resource flows minus interest payments on long-term loans
and foreign direct investment profits.
Exports of goods and services are the total value of goods and services exported.
Imports of goods and services are the total value of goods and services imported.
Interest payments are actual amounts of interest paid in foreign currency, goods, or services in the year
specified. This item includes interest paid on long-term debt, IMF charges, and interest paid on short-term debt.
Long-term external debt is defined as debt that has an original or extended maturity of more than one year and
that is owed to nonresidents and repayable in foreign currency, goods, or services. Short-term external debt is
defined as debt that has an original maturity of one year or less.
International reserves (RES) are the sum of a country's monetary authorities holdings of special drawing rights
(SDRs), its reserve position in the IMF, its holdings of foreign exchange, and its holdings of gold (valued at
year-end London prices).
Total debt stocks consists of public and publicly guaranteed long-term debt, private nonguaranteed long-term
debt (whether reported or estimated by the staff of the World Bank), the use of IMF credit, and estimated shortterm
debt.
-64-
17

BIBLIOGRAPHIE
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Constraints", Journal of Development Economics, n°45(2), pp. 325-337.
-65-
18

Faculté de Droit
de Marrakech
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Détermination d’un seuil optimal de dépenses
publiques (G/PIB). Cas du Maroc : 1970-2001
Etude réalisée par :
Abdelkader ELKHIDER * Chakib Tahiri* El Mustapha Kchirid*
Faculté de Droit de Marrakech, Maroc
Version du 21 mars 2004
* Enseignants chercheurs, Faculté de Droit de Marrakech. Maroc.
-66-

Cette note propose une approche empirique pour déterminer et évaluer un seuil optimal
ou d’efficacité des dépenses publiques dans la perspective de leur contribution positive ou
négative à la croissance économique au Maroc depuis 1970 jusqu’à 2001.
A l’instar des travaux consacrés à l’évaluation empirique de la taille optimale de l’Etat1
(Ayadi E. 20022), il nous paraît judicieux d’estimer le modèle suivant :
g = b + b T E + b T E + b R + b D + b INF + b IP + b M + e
t 0 1 t- 1 2
2
t- 1 3 t 4 t 5 t- 1 6 t 7 t-
1 t
où :
g désigne le taux de croissance du PIB par tête
TE désigne la part des dépenses publiques par rapport au PIB
R représente la pression fiscale totale par rapport au PIB
D est le déficit budgétaire par rapport au PIB
INF désigne le taux d’inflation
IP est la part de l’investissement privé par rapport au PIB
M est le taux de croissance des importations
0 et t désignent respectivement la constante et le terme d’erreur.
(1.1)
Il convient de préciser que, pour la spécification du modèle, nous avons introduit pour le
cas du Maroc quelques variables retardées d’une période, sur les variables Dépenses
Publiques par rapport au PIB, Inflation et Importations. Ce choix se justifie par le fait que
l’effet de ces variables sur la croissance économique n’est pas immédiat, elles n’agissent sur
la croissance économique qu’après une période (une année).
Par ailleurs, il convient de préciser que l’introduction du déficit budgétaire pourrait
déstabiliser l’estimation de la taille optimale de l’Etat quel que soit le pays considéré du fait
que le déficit budgétaire est en forte corrélation avec les dépenses et les recettes budgétaires.
A cet effet, nous pensons que cette déstabilisation s’exerce plus sur l’inflation et même sur les
1 Voir également : Berthomieu Cl., Chaabane A. et Ghorbel, A., eds, (2004) : La restauration du rôle de l’Etat
dans la croissance et le développement économique, Ed. Publisud. Paris.
2 Ayadi E. (2002) : Politique Budgétaire, Ajustement et Croissance Economique: application au Cas de la
Tunisie, Thèse de Doctorat en Sciences Economiques, (CEMAFI), Université de Nice, décembre, 2 tomes,
506p.
-67-

exportations. Pour cela, il nous paraît utile de faire un test de multicolinéarité sur les
variables explicatives de ce modèle3.
1. Analyse des Propriétés Statistiques des Séries
A. Description des données
Les séries utilisées dans cette étude sont annuelles (Cf. Annexe 2) et sont en millions de
DH courant et couvrent la période 1970 - 2001. Les principales sources de nos données sont
les suivantes :
- Les dépenses publiques, les recettes (pression fiscale par rapport au PIB), le PIB, les
importations, l’indice du coût de la vie et la consommation publique sont prises de la
base des données de la Banque Mondiale WDI (CD-2002).
- L’investissement privé et publique rapporté au PIB est pris directement de la base de
données de L’IFC (INTERNATIONAL FINANCE CORPORATION), élaborée par
Stephen S. Everhart Mariusz A. Sumlinski ‘Trend in private investment in
developing countries : Statistics 1970 – 2000’ discussion paper N°44 The World
Bank Washington, D.C.
- Le service de la dette est pris de la base des données de la banque mondiale GDF
(CD-2002). Les données sont en millions de DH courant.
- d’autres années sont complétés en cas de besoin par les différents rapports de « Bank
Al-Maghrib ». Cette étude couvre une période d’étude allant du début des années 70
jusqu’en 2001.
Les graphiques G.1 (Cf Annexe 1) nous permettent d’observer l’évolution de ces
variables en niveau et en différence tout au long de la période d’étude pour le Maroc (1970-
2001).
B. Tests de Racine Unité
Les tests de racine unité employés dans cette étude sont ceux de Dickey-Fuller (1979,
1981) simple et augmenté et ceux de Phillips (1987), Perron (1988) et Phillips-Perron (1988).
La Table 1 présente une batterie de tests de racine unité pour les différentes variables du
3 Dans le cadre de ce travail nous avons opté pour le test de Haitovsky.
-68-

modèle (1.1) en niveau et en première différence. Si un des objectifs des tests de racine unité
est de pouvoir distinguer entre un processus Trend-Stationnaire (TS) et un processus
Différence Stationnaire (DS), alors l’hypothèse alternative devrait être que la série suit un
processus TS et donc HA devrait inclure un trend comme régresseur additionnel. West (1987)
et Perron (1988) ont analysé cette situation. Il a été prouvé dans les deux articles que quand le
vrai processus est :
Y = a + bt
+ u
(1.2)
t t
alors il est asymptotiquement impossible de rejeter une racine unité spurieuse. En d’autres
termes Perron prétend que l’utilisation de l’équation
Yt = a + rYt-1+ ut
(1.3)
ne permet pas de distinguer entre un processus stationnaire autour d’un trend linéaire et un
processus racine unité quand le vrai processus est (1.3). Perron utilise ce résultat pour
démontrer la nécessite d’une démarche séquentielle dans les tests de racine unité. Démarche
qui irait du modèle le plus général au modèle le plus restreint. La démarche séquentielle
serait :
y = ry + a + bt
+ e t = 1, 2, ...
(1.4)
t t - 1
t
y = ry + a + e t = 1, 2, ...
(1.5)
t t - 1
t
yt yt1et t 1, 2...
(1.6)
Nous adoptons donc cette démarche dans nos tests de racine unité. Le tableau 1 indique
que toutes les séries prises dans le cadre du modèle (1.1) contiennent toutes une racine unité.
Quant aux tests appliqués aux variables différenciées, ceux-ci suggèrent une évidence pour
une première différence stationnarité.
-69-

Tableau 1 Tests de Racine Unité
Tests de Dickey Fuller Simple
Variables t t t
m
t
F 1
2 F 3 F
G -4.88 5.8 -1.99 42.21 32.42 48.62
TE
TE
TE 2
TE 2
INF
INF
D
D
0.5
-4.7
0.13
-4.73
-1.48
-8.42
-1.03
-4.48
2.25
0.83
2.29
0.73
2.26
-0.13
1.43
-0.048
0.05
-0.55
0.02
-0.38
-2.75
-1.02
-1.68
-0.68
2.68
11.31
2.64
11.32
4.76
34.29
1.58
9.68
1.73
7.45
1.70
7.36
6.42
23.24
2.07
6.47
2.22
11.17
2.25
11.03
9.63
34
3.10
9.69
M -3.23 2.87 -1.72 10.66 8.59 12.89
IP
IP
R
R
0.96
-6.32
1.05
-5.09
1.75
0.88
2.33
1.15
1.39
13
2.06
0.1
Tests de Dickey Fuller Augmenté
Variables t t t
m
t
G
G
TE
TE
TE 2
TE 2
INF
INF
D
D
M
M
IP
IP
R
R
-1.15
-5.04
0.32
-3.57
0.02
-3.79
-0.72
-3.82
-0.87
-4.45
-1.80
-5.62
0.96
-2.56
1.02
-2.96
2.06
-0.05
3.26
0.87
3.09
0.83
1.10
-0.25
1.16
0.005
2.87
-0.87
1.18
0.92
2.28
1.12
-70-
-1.68
-0.31
-0.25
-0.79
-0.37
-0.68
-3.62
-1.48
-2.28
-1.46
-2.52
1.06
1.01
1,02
2.20
-0.08
1.61
20.18
3.36
13.78
1.76
14.02
3.9
8.86
2.32
21.01
4.72
13.29
F 1
2 F 3 F
2.87
12.22
5.39
6.7
4.8
7.46
0.87
7.05
1.05
9.51
10.66
16.01
1.17
3.71
3.21
4.76
3.01
7.87
3.48
4.61
3.14
5.02
5.24
5.67
2.55
7.35
5.84
11.11
1.012
2.82
4.10
3.04
4.48
11.8
4.92
6.9
4.44
7.52
7.82
8.49
3.81
11.03
8.74
16.29
1.05
4.16
5.12
4.53

Tableau 1 Tests de Racine Unité (Suite)
Tests de Phillips Perron
Variables Z( t ) ( t ) ( )
Z m
Z t t
1
Z( F ) Z( F ) Z( F )
2
3
G -4.97 5.69 -2.03 40.62 33.73 50.57
TE
TE
TE 2
TE 2
INF
INF
D
D
0.41
-4.73
0.13
-4.75
-1.415
-9.31
-1.07
-4.41
2.36
0.83
2.41
0.73
2.55
-0.17
1.54
0.06
0.11
-0.55
0.06
-0.38
-2.88
-1.14
-1.68
-0.69
2.89
11.42
2.89
11.34
4.49
41.66
1.82
9.36
1.89
7.52
1.88
7.37
6.38
30.35
2.15
6.22
2.53
11.25
2.57
11.04
9.57
47.5
3.23
9.31
M -3.17 2.85 -1.78 10.47 8.52 12.78
IP
IP
R
R
0.68
-6.35
1.15
-5.07
1.73
0.87
2.29
1.15
1.39
1,12
2.07
0.14
1.57
20.48
3.32
13.66
1.75
14.26
3.91
8.74
2.31
21.37
4.75
13.11
(1) Tous les tests ont été performés à 5 %. Les valeurs critiques sont celles de Fuller, p. 373. 4
Quant aux statistiques F, les valeurs critiques peuvent être trouvées dans l’article de Dickey-
i
Fuller (1981). 5
(2) Les tests de Phillips-Perron ont été performés avec deux retards de troncation.
Concernant les tests ADF, les critères utilisés, le BIC, LB, et LM ont indiques un retard
maximal entre 1 et 2. Un retard de 1 a été utilisé.
RSS - RSS
R NR
(3) F =
{ H : ( a, r)
= (0,1) }
1 RSSNR
2( DL )
0
2
RSS - RSS
R NR
RSSNR
3( DL )
H 0 : ( a, b, r)
= (0, 0, 1)
RSS - RSS
R NR
F = { } , F =
{ H : ( b, r)
= (0, 1) }
3 RSS
0
NR 2( DL )
où R = Restreint, NR = Non-Restreint, DL = Degré de Liberté.
4 Fuller A. Wayne. Introduction to Statistical Time Series, John Wiley and Sons, 1976.
5 Dickey A. David and Fuller A. Wayne. ‘Likelihood ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit
Root’, Econometrica, Vol. 49, No 4, (July 1981) : 1054-1071.
-71-

L’analyse de la stationnarité des séries est effectuée au moyen du test ‘Augmented Dickey
- Fuller ’ ou ‘ADF ‘ de Dickey et Fuller [1979, 1981] 6 . Nous testons l’intégration des séries
jusqu’au degré d’ordre deux.
Les résultats de l’analyse de la stationnarité des séries ne permettent pas de rejeter
l’hypothèse de la présence d’une racine unitaire pour toutes les variables utilisées dans le
cadre de cette étude, donc toutes nos séries sont I(1).
2. Estimation du modèle
L’estimation du modèle (1.1) pour le Maroc de la période 1970 à 2001 nous donne les résultats
suivants,
g= -0.75 + 5.46TE - 7.026TE - 0.66R - 0.47D - 1.16INF + 0.42IP + 0.21M
t t-1
2
t-1 t t t-1 t
t-1
b b a
(-0.53) (1.72) (1.42) (-1.73) (-1.2) (-3.28) (1.27) (3.07) a
Nombre d’observation = 29
R 2 = 0.4
Durbin Watson = 3,12
a et b significatif au niveau de 1 % et de 5 %.
Il ressort de ces résultats, que notre modèle ne souffre pas du problème de régression
spurieuse (Voir le DW et le R 2 ). Les dépenses publiques totales, l’inflation, les importations
et la pression fiscale sont les seules variables à avoir un effet statistiquement significatif au
sens de la statistique de Student-Fisher. La faible valeur du t de student pour les autres
variables est due soit à la faible taille de l’échantillon (n=29) et un faible degré de liberté
(D.L = 21) soit à un degré explicatif de ces variables relativement faible.
Le résultat qui nous semble le plus intéressant et qui fait l’objet de cette étude est la
vérification empirique de la courbe d’Armey 7 pour le cas du Maroc pour la période 1970-
6 Pour plus de détail, voir également :
Dickey D.A. et Fuller W.A. (1979), «Distribution of the estimators for autoregressive time series with a
Unit Root », Journal of the American Association, 74, pp : 427-31.
Dickey D.A. et Fuller W.A. (1981), «Likelihood ratio statistics for autoregressive time series with a Unit
Root », Econometrica, 49, n°4, July, pp:1057-1072.
7
Pour plus de détail voir également : Armey R. (1995) : The Freedom Revolution, (Washington, D.C.; Regnery
Publishing Co.).
-72-

2001. En effet, les signes attendus des deux variables TE et TE 2 sont comme le suggère le
modèle théorique, autrement dit, les dépenses publiques au Maroc exercent d’une part un effet
positif et significatif sur la croissance économique et d’autre part un effet pervers ou négatif
sur la croissance économique en cas de dépenses exagérées.
3. Estimation statistique de la courbe d’Armey pour le cas du Maroc
Les résultats présentés précédemment nous permettent d’estimer la courbe d’Armey pour
le cas du Maroc de 1970 à 2001. En particulier, nous voulons estimer la part des dépenses
publiques dans le PIB qui maximise la croissance économique. Pour cela, annulons la dérivée
première de l’équation (1.1) par rapport à TE comme suit :
avec :
alors
g
TE
0 2 TE* 0 TE*
1 2
1 = 5,46 et 2 = 7,02
2
1
2
(1.7)
TE* = 38,88 %
ceci constitue la part optimale de la part des dépenses publiques dans le PIB (TE)*.
4. Evolution de la part des dépenses publiques (TE), du taux de croissance
économique (G) par rapport à la taille optimale de l’Etat au Maroc 1970-2001
Le graphique G.2 (cf. annexe 1) nous permet de retracer l’évolution de la part des
dépenses publiques par rapport au PIB, le taux de croissance économique et la taille optimale
de l’Etat au Maroc de 1970 à 2001.
Il ressort de ce graphique que pour le cas du Maroc, les années pour lesquelles les
dépenses publiques avaient une part dans le PIB supérieure à la taille optimale de 38,88 %
sont :
1976 avec une part des dépenses publiques dans le PIB égale à 38,94 %, une part
sensiblement supérieure à la taille optimale ;
1977 avec une part de l’ordre de 39,99 % ;
-73-

Enfin, l’année 1981 avec une part de 39,1 %.
Le surcroît de la taille de l’Etat pendant ces années pour le cas du Maroc trouve son
explication au début des années 70, en particulier en 1973 par le renchérissement du prix du
pétrole suivi pour le Maroc par un renchérissement très fort du prix du phosphate. Ceci a
poussé les décideurs marocains à investir dans des grands projets d’investissements
(infrastructures, …). La mise en oeuvre de ces grands projets d’investissements a commencé
en 1976. En 1977, le phosphate a enregistré un retournement négatif de ses recettes à cause de
la chute des prix au niveau mondial. Cette baisse des recettes en provenance du phosphate n’a
pas incité les décideurs marocains à réviser leurs projets d’investissements mais a au contraire
continué à les financer, d’une part, par le recours à des financements externes (dettes externes
privée : club de Paris et de Londres) et d’autre part, par le déficit budgétaire. La crise s’est
déclarée en 1981 et en 1982 suite à la sécheresse. Un plan triennal qualifié de très restrictif a
été mis en place en juin 1983 et par la suite le Maroc a suivi le programme d’ajustement
structurel sous l’égide de la banque mondiale et le FMI pour 10 ans.
5. Détermination de la taille optimale de l’Etat au Maroc de 1970 à 2001 : une étude
désagrégée
Pour éclaircir cette taille de 38,88 % pour le cas du Maroc, il nous paraît judicieux de
compléter l’analyse en mettant l’accent sur les différentes composantes des dépenses
publiques au Maroc de 1970 à 2001. Il s’agit de mener une étude désagrégée des dépenses
publiques, en particulier, les salaires et traitements, les subventions, la consommation de biens
et services, les investissements publics et les dépenses d’éducation pour la période d’étude.
Les séries utilisées dans cette étude sont annuelles (Cf. Annexe 2) et sont en pourcentage
du PIB courant et couvrent la période 1970 jusqu’en 2001.
Les principales sources de nos données sont comme nous l’avons noté auparavant :
- Les dépenses publiques par catégories, les recettes (pression fiscale par rapport au
PIB), le PIB, les importations, l’indice du coût de la vie et la consommation publique
sont prises de la base des données de la Banque Mondiale WDI (CD-2002).
- L’investissement privé et publique rapporté au PIB est pris directement de la base de
données de L’IFC (INTERNATIONAL FINANCE CORPORATION), élaborée par
Stephen S. Everhart Mariusz A. Sumlinski "Trend in private investment in
-74-

developing countries : Statistics 1970 – 2000", discussion paper N°44 The World
Bank Washington, D.C.
- Le service de la dette est pris de la base des données de la banque mondiale GDF (CD-
2002). Les données sont en millions de DH courant.
- d’autres années sont complétés en cas de besoin par les différents rapports de "Bank
Al-Maghrib". Cette étude couvre une période d’étude allant du début des années 70
jusqu’en 2001.
Les graphiques G.3 (cf. annexe 1) donnent l’évolution des différentes catégories des
dépenses publiques par rapport au PIB au Maroc de 1970 à 2001 en niveau et en différence.
Le tableau 2 ci après récapitule les résultats des différentes estimations faites sur chaque
catégorie de dépenses.
Tableau 2 Détermination des Parts Optimales des Dépenses Publiques par Catégorie au
Maroc de 1970 à 2001.
Catégories des dépenses
publiques
Salaires et traitements
Subventions
Consommation de biens
et services
Service de la dette
publique
Investissement public
Education
Une relation
négative persistante
existe avec la
croissance
économique ?
Non
Non
Non
Oui
Non
Non
La courbe
d’Armey
existe ?
Oui
Oui
Oui
Non
Oui
Oui
Part
optimale
dans le
PIB
9,34 %
6,28 %
10,50 %
--
8,50 %
2,55 %
Part
moyenne
10,55 %
4,10 %
14,92 %
8,38 %
8,52 %
1,70 %
La détermination de la taille optimale de l’Etat pour chaque catégorie de dépenses va
nous permettre d’éclaircir les effets positifs ou négatifs de chaque catégorie de dépenses sur la
croissance économique pour le cas du Maroc. Par ailleurs, ces résultas nous aident à la
-75-

compréhension et à la détection des causes de l’amplification de la taille de l’Etat au Maroc
déjà obtenu au niveau des dépenses globales (38,88%).
De ce fait et comme le montre le tableau ci-dessus, on constate que se sont les services de
la dette publique qui ont des effets négatifs sur la croissance économique du fait que c’est la
seule catégorie de dépenses publiques pour laquelle la courbe d’Armey n’est pas vérifiée. Ces
dépenses sont destinées au remboursement de la dette, donc ils constituent une sortie de
devises vers l’étranger et par conséquent ne peuvent pas affecter positivement la croissance
économique, par conséquent, ces remboursements des intérêts et du principal de la dette vont
induire une décroissance économique (deficit overhang).
Pour les autres catégories de dépenses qui constituent la majorité des dépenses, en
particulier, les salaires et traitements, consommation de biens et services, service de la dette et
l’investissement public, leurs impacts sur la croissance économique sont positif.
S’agissant de la rubrique salaires et traitements, ils devraient avoir une part optimale dans
le PIB de l’ordre de 9,34 %. En comparant l’évolution de cette rubrique par rapport à cette
taille optimale, les salaires et traitements nous semblent avoir pesés sur la croissance
économique, puisque tout au long de la période d’étude leur part moyenne dans le PIB,
comme le montre clairement le graphique G.3, était sensiblement supérieure à 9,34 %. Donc
l’Etat doit réduire voir contrôler sa part de dépenses destinées aux salaires et traitements pour
que ces derniers puissent stimuler la production et la croissance économique via la
consommation privée.
Quant aux subventions publiques, leur part optimale dans le PIB est de l’ordre de 6,28 %.
En comparant ces évolutions par rapport à cette taille optimale, les subventions n’ont pas
excédé la part optimale qui maximise la croissance économique tout au long de la période.
Donc l’Etat doit augmenter la part des subventions pour stimuler ou favoriser la croissance
économique.
Pour la consommation de biens et services, leur part optimale dans la croissance
économique est de l’ordre de 10,5 %, largement inférieure à sa part moyenne tout au long de
la période d’étude. Ceci s’explique par le fait qu’une partie de la dette extérieure est destinée
probablement à la consommation de biens et services plutôt qu’aux investissements. Donc
-76-

l’Etat doit réduire cette catégorie de dépenses en affectant une partie de la dette aux
investissements.
Pour les investissements, leur part optimale dans le PIB est de l’ordre de 8,5 %,
approximativement égale à la part moyenne tout au long de la période d’étude. Donc on peut
dire que pour cette rubrique la courbe d’Armey est bien vérifiée.
Enfin, concernant les dépenses d’éducation, leur part optimale dans le PIB est de l’ordre
de 2,55 %, largement supérieure à leur part moyenne sur toute la période. Pour cette catégorie
de dépenses, l’Etat doit encore faire des efforts en augmentant la part de dépenses à
l’éducation du fait que l’investissement en capital humain est un facteur déterminant de la
croissance économique.
6. Conclusion
Au terme de cette étude portant sur la détermination de la taille optimale de l’Etat pour le
cas du Maroc de 1970 jusqu’en 2001 nous avons obtenu une part optimale de dépenses
publiques par rapport au produit intérieur brut dans la croissance économique de l’ordre de
38,88 %. Autrement dit, l’Etat participe à hauteur de 38 % dans la croissance économique. Par
ailleurs, la décomposition par catégories de dépenses, nous permet de trouver 9,34 % pour les
salaires et traitements, 6,28 % pour les subventions, 10,5 % pour la consommation de biens et
services, 8,5 % pour les investissements publics et 2,55 % pour l’éducation.
Ce résultat nous semble avoir des retombées pour l’économie marocaine puisque le
Maroc cherche depuis ces dernières années à intégrer la mondialisation. Pour cela, il nous
semble utile de réduire les dépenses publiques afin de soutenir la croissance économique du
pays en privatisant d’une part, et en attirant les investissements étrangers d’autre part. Enfin,
une politique qualitative d’amélioration du capital humain (éducation, marché du travail, et
administration) semble être des plus urgentes.
-77-

Références Bibliographiques
Armey R. (1995) : The Freedom Revolution, (Washington, D.C.; Regnery Publishing Co.).
Ayadi E. (2002) : Politique Budgétaire, Ajustement et Croissance Economique: application
au Cas de la Tunisie, Thèse de Doctorat en Sciences Economiques, (CEMAFI), Université de
Nice, décembre, 2 tomes, 506p.
Berthomieu Cl. et Chaabane A. (Eds, 2004) : La restauration du rôle de l’Etat dans la
croissance et le développement économique, (ouvr. coll. janv.2004), Ed. Publisud. Paris.
Dickey D.A. et Fuller W.A. (1979), «Distribution of the estimators for autoregressive time
series with a Unit Root », Journal of the American Association, 74, pp : 427-31.
Dickey D.A. et Fuller W.A. (1981), «Likelihood ratio statistics for autoregressive time series
with a Unit Root », Econometrica, 49, n°4, July, pp:1057-1072.
-78-

Annexe 1 Graphiques
Graphique G.1 Evolution des Agrégats Macroéconomiques Marocains (1970-2001)
12.5
10.0
7.5
5.0
2.5
0.0
-2.5
-5.0
-7.5
-10.0
40.0
37.5
35.0
32.5
30.0
27.5
25.0
22.5
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
7.5
5.0
2.5
0.0
35.0
32.5
30.0
27.5
25.0
22.5
20.0
17.5
15.0
18
16
14
12
10
8
6
4
2
0
25.0
22.5
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
7.5
80
60
40
20
0
-20
Taux de croissance du PIB par tête au Maroc
En pourcentage de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Dépenses publiques par rapport au PIB au Maroc
En pourcentage de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Déficit budgétaire par rapport au PIB Au Maroc
En pourcentage de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Pression fiscale totale par rapport au PIB Au Maroc
En pourcentage de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Taux d inflation Au Maroc
En pourcentage de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Investissement privé par rapport au PIB Au Maroc
En pourcentage de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Taux de croissance des importations Au Maroc
En Pourcentage de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
-79-
20
15
10
5
0
-5
-10
-15
-20
8
6
4
2
0
-2
-4
-6
8
6
4
2
0
-2
-4
-6
7.5
5.0
2.5
0.0
-2.5
-5.0
15
10
5
0
-5
-10
10
8
6
4
2
0
-2
-4
48
32
16
0
-16
-32
-48
-64
Taux de croissance du PIB par tête au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Dépenses publiques par rapport au PIB au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Déficit budgétaire par rapport au PIB Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Pression fiscale totale par rapport au PIB Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Taux d inflation Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Investissement privé par rapport au PIB Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Taux de croissance des importations Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années

Graphique G.2 Comparaison de la taille optimale de l’Etat avec l’évolution des dépenses
publiques et le taux de croissance économique : cas du Maroc 1970-2001
40
30
20
10
-10
Evolution taux de croissance économique-dépenses publiques Au Maroc
0
En pourcentage du PIB de 1970 à 2001
1970 1973 1976 1979 1982 1985
Années
1988 1991 1994 1997 2000
croissance écono
dépenses publiqu
-80-
taille optimale

14
13
12
11
10
9
8
8.0
7.2
6.4
5.6
4.8
4.0
3.2
2.4
1.6
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
15.0
12.5
10.0
7.5
5.0
2.5
0.0
20
18
16
14
12
10
8
6
4
2.75
2.50
2.25
2.00
1.75
1.50
1.25
1.00
0.75
Graphique G.3. Evolution des Dépenses Publiques par Catégories Au Maroc de 1970-2001
Annexe 2 Base de Données
Evolution de la part des salaires versés par l Etat au Maroc
par rapport au PIB de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Evolution de la part des subventions publiques au Maroc
par rapport au PIB de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Evolution de la part de la consommantion des biens et services Au Maroc
par rapport au PIB de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Evolution de la part des services de la dette Au Maroc
par rapport au PIB de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Evolution de la part des investissements publiques Au Maroc
par rapport au PIB de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
Evolution de la part des dépenses education Au Maroc
par rapport au PIB de 1970 à 2001
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000
Années
-81-
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5
4.8
4.0
3.2
2.4
1.6
0.8
-0.0
-0.8
-1.6
-2.4
6.0
4.8
3.6
2.4
1.2
0.0
-1.2
-2.4
-3.6
5.4
4.5
3.6
2.7
1.8
0.9
-0.0
-0.9
-1.8
-2.7
8
6
4
2
0
-2
-4
-6
0.64
0.48
0.32
0.16
0.00
-0.16
-0.32
-0.48
-0.64
Evolution de la part des salaires versés par l Etat au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Evolution de la part des subventions publiques au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Evolution de la part de la consommantion des biens et services Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Evolution de la part des services de la dette Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Evolution de la part des investissements publiques Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années
Evolution de la part des dépenses education Au Maroc
En différence de 1970 à 2001
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Années

Evolution des agrégats macroéconomiques en millions de DH (modèle 0.1)
ICV RECET DEPENS CONS1 CONS2 IMPOR PIB IP
1970:01 16,32 3862 4490 14530 2440 4150 19430 10,62
1971:01 17,002 3890 4544 15810 2710 4220 21380 11,51
1972:01 17,6411 4335 5265 16880 2960 4360 22680 8,77
1973:01 18,3617 5164 5630 18400 2990 5500 24920 11,15
1974:01 21,5854 8468 9879 22450 4040 9230 33600 12,16
1975:01 23,2946 9529 12399 24810 5920 11930 36390 10,16
1976:01 25,2751 9601 16495 27660 9210 15280 41010 11,37
1977:01 28,4591 12333 19904 31810 10250 18160 49760 16,77
1978:01 31,2242 13346 18986 36280 11470 16140 55150 14,00
1979:01 33,8255 15803 21673 40810 13230 18020 62040 11,88
1980:01 37,008 17502 24520 50930 13590 19490 74090 13,76
1981:01 41,6312 20418 30903 55320 15080 26020 79030 11,57
1982:01 46,0141 24388 34822 63570 17000 29330 92900 14,29
1983:01 48,8706 24516 32043 69300 16630 28210 99140 11,36
1984:01 54,9538 26684 33399 81150 17480 37150 112340 13,36
1985:01 59,201 30213 39336 89830 20520 41770 129510 16,14
1986:01 64,3713 32884 44752 110510 23750 40840 154730 13,70
1987:01 66,1085 37089 44163 111840 24630 40270 156690 12,53
1988:01 67,6747 45454 51300 123910 28040 43354 182300 13,41
1989:01 69,7983 49238 59121 134670 30410 52360 193930 14,12
1990:01 74,6206 56635 61342 138700 32980 63550 213990 14,33
1991:01 80,5799 62437 67400 169000 37690 65450 240760 12,29
1992:01 85,2054 69907 73008 170140 40850 69300 245570 12,04
1993:01 89,6217 78653 84832 170670 45050 69690 249220 8,07
1994:01 94,2298 81442 90072 197170 47850 74560 279320 8,59
1995:01 100 82018 93889 201700 48990 96020 281210 9,38
1996:01 102,987 79180 88667 227340 53820 82020 320920 12,60
1997:01 104,056 95115 97276 218610 56610 85550 319300 12,60
1998:01 106,921 97327 91550 234260 62000 93500 342600 13,61
1999:01 107,653 98679 98679 229090 66150 99540 343100 15,91
2000:01 109,693 97297 97297 241960 67690 115690 333460 24,88
2001:01 110,372 95384 107004 259830 74620 119560 354300 22,26
Avec :
ICV = Indice du coût de la vie ; RECET = Recettes budgétaires ; Dépens = Dépenses
budgétaires ;Cons1 = Consommation privée ; Cons2 = Consommation publique ; Impor =
Importations, IP = Investissement privé.
-82-

Evolution des Dépenses Publiques par Catégories en pourcentage du PIB Au Maroc de 1970-
2001
Dates ST SUB CBS SD IP EDUC
1970 8,89 2,44 13,10 2,03 5,81 0,78
1971 9,07 1,86 12,91 3,18 4,87 0,77
1972 9,04 2,51 13,64 3,00 5,27 0,93
1973 8,60 3,21 12,76 2,42 4,90 1,00
1974 8,57 7,67 12,76 2,14 6,85 1,46
1975 9,27 7,08 14,45 2,00 12,01 1,78
1976 10,04 4,74 19,54 2,54 18,21 2,11
1977 10,44 4,06 19,99 3,36 19,74 2,25
1978 10,43 3,46 17,10 5,26 13,75 1,97
1979 11,12 4,01 16,44 6,36 13,36 2,03
1980 10,95 4,87 16,69 8,03 10,32 1,95
1981 12,11 5,63 18,70 10,78 12,84 2,59
1982 11,56 5,36 15,43 11,48 12,83 2,63
1983 11,89 4,59 12,31 11,68 7,94 2,33
1984 11,03 4,47 10,90 9,03 6,45 1,79
1985 10,07 4,61 13,51 11,93 5,86 1,81
1986 9,44 3,48 12,72 11,72 6,84 1,74
1987 10,14 3,26 13,23 10,39 6,12 1,69
1988 9,45 2,93 12,98 8,44 7,08 1,49
1989 10,50 2,99 13,88 9,55 7,86 1,67
1990 10,16 2,32 13,81 7,53 8,04 1,52
1991 10,48 2,42 14,17 9,35 6,16 1,39
1992 11,08 2,83 15,08 14,74 6,87 1,68
1993 11,20 3,73 17,11 13,47 7,24 1,94
1994 10,61 4,09 16,02 12,92 6,42 1,73
1995 11,29 3,80 16,19 12,27 6,98 1,84
1996 10,22 4,01 13,59 9,82 6,53 1,47
1997 10,94 4,74 14,28 10,21 6,30 1,49
1998 11,01 4,93 14,90 8,40 6,39 1,52
1999 11,71 5,31 15,07 9,66 7,26 1,59
2000 13,05 4,50 16,59 12,80 7,23 1,74
2001 13,54 5,43 17,72 11,92 8,37 1,87
Avec :
ST = Salaires et traitements ; SUB = Subventions ; CBS = Consommations des biens et
services ; SD = Services de la dette ; IP = Investissements public ; EDUC = Educations.
-83-

LEMF
Laboratoire d'Etudes
Monétaires et Financières
Université Mohammed V
Rabat
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Etat des finances publiques du Maroc
Etude réalisée par :
Mohamed Raja AMRANI*, Khalid HAMMES** et Lahcen OULHAJ***
mars 2004
* Professeur à l’Université Mohammed V-Agdal, rajaamrani@yahoo.fr
** Professeur-assistant à l’Université Mohammed V-Souissi, khalidhammes@yahoo.fr
*** Professeur à l’Université Mohammed V-Agdal, loulhaj@wanadoo.net.ma
Laboratoire d'Etudes Monétaires et Financières, Université Mohammed V, Faculté des sciences
juridiques économiques et sociales, B.P. 721, Rabat-Agdal
Tél / Fax -84-
212 37 68 24 96

Résumé
La présente étude portant sur l’état des finances publiques au Maroc comprend trois
chapitres et des recommandations en matière de politique budgétaire en guise de conclusions.
Le premier chapitre porte sur la soutenabilité du déficit budgétaire, pour la période allant de
1970 à 2002. La méthode comptable appliquée en premier lieu permet de dégager deux
périodes tout à fait distinctes. La première, allant de 1970 à 1983, est caractérisée par une
non-soutenabilité du déficit budgétaire effectif toujours supérieur au déficit budgétaire
soutenable ou permis. La seconde période allant de 1984 à 2002 est inversement marquée par
une soutenabilité globale (12 années de soutenabilité et 7 années de non-soutenabilité légère)
du déficit budgétaire. Dans un second lieu, les tests de stationnarité et de cointégration ont
été utilisés pour apprécier la soutenabilité du même déficit budgétaire. Les tests de
stationnarité, appliqués sur l’ensemble de la période 1970-2002, concluent à une nonsoutenabilité
de la politique budgétaire. Cependant, le test de cointégration des recettes et
des dépenses publiques conduit à la conclusion inverse. Ce qui voudrait dire que la politique
budgétaire du Maroc est plutôt soutenable, au sens faible du terme.
Le deuxième chapitre traite de la soutenabilité de l’endettement public, intérieur, extérieur et
total. Après une présentation générale de cet endettement, les tests de stationnarité ont été
appliqués à chacune des dettes publiques (intérieure, extérieure et totale), en volume et en
ratio par rapport au PIB. La conclusion à tirer de ces tests est que la stationnarité de ces
dettes n’intervient qu’en première différence dans le meilleur des cas. C’est dire que
l’endettement du Maroc, extérieur comme intérieur, n’est guère soutenable au sens fort. Mais,
il ne faut pas perdre de vue que le test porte sur toute la période 1970-2002 à cause de
l’insuffisance du nombre des données annuelles pour une fragmentation qui aurait peut-être
abouti à une soutenabilité de l’endettement extérieur pour la période récente. C’est du moins
ce que nous apprennent la méthode comptable appliquée au premier chapitre et la
présentation générale du deuxième chapitre. Pour ce qui est de la soutenabilité faible de
l’endettement public, des tests de cointégration peu concluants ont été appliqués d’un côté à
l’endettement intérieur et au solde courant budgétaire et de l’autre côté à l’endettement
extérieur et au solde de la balance des opérations courantes.
Le troisième et dernier chapitre tente de déterminer la taille optimale de l’Etat, c’est-à-dire le
ratio des dépenses publiques (par rapport au PIB) qui maximise la croissance économique.
Cette idée suppose qu’il existe une relation en cloche entre les dépenses publiques, en volume
ou en ratio, et la croissance économique. C’est pour cela que ce chapitre s’est d’abord
attardé sur la qualité et la nature de cette relation supposée. Le résultat est que les dépenses
publiques, en volume ou en ratio, n’ont qu’une très faible relation avec la croissance
économique au Maroc. Le reste du chapitre a été consacré à la recherche d’une explication à
la faiblesse de cette relation. L’explication semble résider tant dans le caractère encore
agricole de la croissance économique au Maroc que dans l’inefficacité en matière de
croissance de ses dépenses publiques. L’explication de cette inefficacité elle-même est à
rechercher dans la structure de ces dépenses.
-85-

Etat des Finances Publiques du Maroc
La présente étude, portant sur les finances publiques du Maroc, leur état actuel et leur
évolution au cours des trente dernières années, comprend trois chapitres distincts. Le premier
traite de la politique économique du Maroc en général et de la soutenabilité du déficit
budgétaire en particulier. Le deuxième chapitre analyse l’évolution et les caractéristiques de
l’endettement public du Maroc et s’attarde sur la notion de soutenabilité de la dette publique
totale, extérieure et intérieure. Le troisième et dernier chapitre examine la question de la taille
optimale de l’Etat en étudiant la relation pouvant exister entre les dépenses publiques totales
ou d’investissement et la croissance économique.
I- Soutenabilité du déficit budgétaire
Après une présentation d’ensemble de l’évolution de la politique budgétaire du Maroc depuis
1970, il sera question dans un deuxième temps de l’application de la méthode comptable à la
question de la soutenabilité du déficit budgétaire. Dans un troisième et dernier temps, les tests
de stationnarité et de cointégration seront utilisés pour traiter de la même question.
I.1. Evolution d’ensemble de la politique budgétaire
Passées les premières années d’hésitation, le Maroc a opté dès 1961 pour une économie
libérale dans le sens où l’Etat ne s’implique pas dans la totalité de l’activité économique,
laissant ainsi un espace à l’initiative individuelle. Mais cette économie libérale est demeurée
pendant longtemps peu concurrentielle. La politique économique menée durant la décennie
1960 a eu pour résultat de limiter le fonctionnement des mécanismes concurrentiels tant dans
le secteur réel que dans le système financier. Mais, les pouvoirs publics se sont fixés dès le
début de la décennie pour objectif de limiter l’expansion du déficit budgétaire. Et ce malgré
une demande sociale très forte en matière d’éducation, d’emploi et de santé. Ainsi,
l’expansion de la demande globale a pu être contenue dans des proportions jugées à l’époque
supportables. La politique budgétaire, souvent assimilée par les pouvoirs publics à une
politique de réduction du déficit, a toutefois subi les effets de la conjoncture économique
mondiale sur l’économie nationale.
Evolution du déficit budgétaire
Le solde budgétaire a enregistré depuis le début de la décennie 1970 une évolution erratique
donnant l’impression d’une maîtrise insuffisante du déficit budgétaire par les pouvoirs
publics, mais cachant en fait des ruptures brutales dans la politique économique ainsi que les
implications des rééchelonnements de la dette extérieure et des privatisations.
-86-

L’action visant l’augmentation des recettes budgétaires
La progression des recettes est demeurée modeste jusqu’en 1973, année au cours de laquelle
la demande mondiale des phosphates a connu une expansion remarquable. Ce qui a donné un
quadruplement du prix de ce produit qui constituait alors le principal poste des exportations
du Maroc. Ce sont donc les recettes de ce monopole qui sont à l’origine d’une augmentation
de 75% des recettes publiques de 1973 à 1974. Cette forte expansion des recettes budgétaires
a été à l’origine d’une rapide progression de la demande globale qui a induit à son tour une
importante croissance des recettes fiscales. La très rapide détérioration du solde budgétaire
global (le déficit budgétaire a été multiplié en valeur nominale par plus de 18 fois de 1973 à
1976) ainsi que celui des paiements courants a conduit les pouvoirs publics à mettre en place,
en 1978, un plan de stabilisation visant à limiter la progression des dépenses publiques et des
importations par un relèvement très significatif des droits de douanes, ce qui a eu aussi pour
effet une augmentation des recettes fiscales. Les réformes fiscales mises en œuvre au courant
de la décennie 1980 (TVA, Impôt sur les Sociétés, Impôt Général sur le Revenu) ont permis
de renforcer la progression des recettes fiscales et de maintenir (grâce aussi aux concessions
au privé des monopoles de distribution d’eau et d’électricité et aux privatisations de la
décennie 1990) le déficit budgétaire à un niveau de 3% en moyenne durant la période 1996-
2002 (4.3% sans les recettes des privatisations) ; alors qu’il était en moyenne de 3.3% durant
la période 1990-1995 (3.7% sans les recettes des privatisations) * .
* Depuis la fin des réformes macro-économiques initiées dans le cadre du programme d’ajustement structurel de
1983, l’action sur le déficit budgétaire apparaît, de par le poids du déficit structurel par rapport au déficit total, de
plus en plus limité.
Déficit total Déficit structurel Déficit cyclique
en % du PIB en % du PIB en % du PIB
1990 -3,54 -3,78 0,24
1991 -3,10 -3,72 0,62
1992 -2,18 -2,07 -0,12
1993 -2,41 -1,81 -0,61
1994 -3,17 -3,49 0,38
1995 -5,17 -4,40 -0,76
1996 -1,86 -2,14 0,28
1997 -2,15 -2,80 0
1998 -3,16 -2,90 0
1999
2000
-2,30 -2,80 -0,3
2001 -2,60 -4,50 01
2002 -4,20 -4,00 03
Source : Direction de la politique économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003.
-87-

L’action visant la maîtrise des dépenses publiques
La rupture dans l’évolution des dépenses publiques s’est produite en 1974. La très forte
croissance des recettes d’exportation a conduit les pouvoirs publics à abandonner la politique
de prudence en matière des dépenses publiques des années 1960 pour s’engager dans une
logique volontariste de développement économique "autocentré" à travers une expansion
rapide de l’investissement public, des salaires réels et de recrutements dans la fonction
publique. L’investissement public a ainsi été multiplié par plus de 8 fois de 1973 à 1977. Il
s’est élevé à plus de 20% du PIB en 1977, niveau qui depuis cette date n’a jamais plus été
atteint.
Le plan de stabilisation de 1978-79 axé principalement sur une réduction draconienne des
dépenses d’investissement (baisse de 30% de 1977 à 1978) a permis une pause dans la
progression des dépenses publiques en 1978. Mais il n’a pas pu par la suite contenir leur
expansion, puisque le service de la dette (principalement extérieure) dont le volume a atteint
de1975 à 1982 les niveaux les plus élevés de l’histoire économique du Maroc, va désormais
devenir la préoccupation centrale des pouvoirs publics en matière de gestion des finances
publiques. Les différents accords de rééchelonnement de la dette extérieure conclus avec les
clubs de Paris et de Londres ont toutefois permis de limiter l’ampleur du déficit budgétaire
qui s’élevait en moyenne pour la période 1980-1989 à près de 8%.
L’amélioration des comptes nationaux durant la décennie 1990 n’a toutefois été possible que
grâce à la maîtrise de l’évolution des dépenses en capital, moins de 5% en moyenne durant la
période 1995-2002 contre près de 8% durant la décennie 1980.
L’action sur le solde budgétaire
Le recours à l’endettement dès le début de la décennie 1980 a permis au Maroc d’éviter une
situation budgétaire qui aurait pu devenir complètement non maîtrisable ; la progression de la
dette publique – tant intérieure qu’extérieure – a été remarquable durant la décennie 1980,
mais le poids de la dette publique extérieure, près de 70% du PIB en 1984 (110% du PIB pour
la dette extérieure totale en 1984 et 123% du PIB en 1985), a rapidement rendu au Maroc
l’accès aux marchés internationaux des capitaux de plus en plus difficile. En fait, dès la
première année de la mise en œuvre du PAS, on observe, grâce aux rééchelonnements de la
dette publique extérieure, une stabilisation de la progression de cette dernière (dont le volume
a été multiplié par près de 4 fois de 1980 à 1984). En revanche, la progression de
-88-

l’endettement intérieur (25% de l’endettement extérieur en 1984) sera fulgurante à partir de
1984 (elle représente en 1989 trois fois le volume atteint en 1984) † .
La progression de la dette extérieure durant la décennie 1990 est imputable aux seuls effets
des rééchelonnements. Mais, parallèlement, l’endettement intérieur qui était principalement
de courte période devient progressivement de long et moyen terme à partir de 1993. Il
deviendra avec les privatisations ‡ le principal moyen de financement du déficit budgétaire.
L’évolution favorable de la maîtrise des finances publiques et du déficit budgétaire cache
toutefois d’importants risques de rupture. Les premiers sont en relation avec la fin du
processus de réforme des fondamentaux de l’économie et de l’accompagnement des réformes
de la part des institutions financières internationales et des principaux partenaires
économiques du Maroc, notamment la France. Les secondes concernent là aussi la fin d’un
cycle, celui des concessions de la gestion publique des secteurs de l’eau et de l’électricité et
des privatisations. Désormais et à l’exception de la privatisation de la banque centrale et de
l’ouverture au public du capital de Maroc Telecom, des perspectives de rentrée futures de
recettes de privatisation apparaissent limitées.
Le manque à gagner programmé des recettes douanières, qui au terme du processus de la mise
en œuvre de l’accord d’association avec l’Union européenne s’élèvera à quelques 12% des
recettes fiscales.
†
Rééchelonnement de la dette extérieure de 1983 à 1992 : 6 accords conclus avec le club de Paris et 3 autres
avec le club de Londres.
Allégement de la dette Allégement des intérêts Allégement du capital
Millions DH % PIB Millions
DH
% PIB Millions DH % PIB
1983 3754 3.8 1246 1.3 2508 2.5
1984 8689 7.7 1852 1.6 6837 6.1
1985 7207 5.6 508 0.4 6699 5.2
1986 12653 8.2 1417 0.9 11236 7.3
1987 9826 6.3 2142 1.4 7754 4.9
1988 7642 4.2 1898 1.0 5744 3.2
1989 7322 3.8 895 0.5 6427 3.3
1990 9945 4.7 2362 1.1 7583 3.6
1991 5094 2.1 1036 0.4 4058 1.7
1992 3452 1.4 7.3 0.3 2739 1.1
Source : Direction de la politique économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003.
‡
Recettes de privatisation
Recettes de Recettes de Recettes de
privatisation en privatisation en privatisation en %
millions de DH % du PIB des recettes fiscales
1993 2141 0.9 20.5
1994 2057 0.7 20.1
1995 1241 0.4 18.9
1 er semestre 1996 1607 1 30.1
1996-1997 4724 1.5 39.3
1997-1998 1155 0.3 13.3
1998-1999 392 0.1 4.0
1999-2000 395 0.1 1.5
2 ème semetre 2000 18 0 07
2001 23397 6.1 73.6
2002 621 0.2 7.9
Source : Direction de la politique économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003.
-89-

Conjugués à la faible progression du rendement de l‘impôt et des dérapages enregistrés
récemment dans l’évolution de la charge salariale de l’Etat, la concrétisation de ces risques,
en l’absence de profondes réformes de structure et d’une révision du système fiscal marocain,
pourrait devenir la préoccupation centrale des décideurs politiques dans les toutes prochaines
années.
Malgré cette évolution favorable, la maîtrise du déficit budgétaire dans les prochaines années
risque de devenir problématique.
1°) En l’absence d’une réforme fiscale qui aura pour objet d’élargir l’assiette de l’impôt et de
limiter les exonérations, notamment celles dont bénéficie le secteur agricole, les recettes
fiscales risquent d’enregistrer une évolution très défavorable. La baisse programmée des
recettes douanières entraînera à terme un manque à gagner fiscal de près de 12% des recettes.
2°) La fin du mouvement des privatisations, à l’exception des recettes de l’élargissement de
l’ouverture du capital de Maroc Telecom, les recettes dues aux privatisations auront tendance
à devenir dans les prochaines années de plus en plus modestes § .
3°) Le dérapage du budget de fonctionnement depuis l’avènement en 1998 du gouvernement
de l’alternance risque de peser sur la gestion budgétaire dans les années à venir ** .
Le graphique ci-après montre l’évolution des recettes et des dépenses publiques, en
pourcentage du PIB, de 1970 à 2002 :
70,00%
60,00%
50,00%
40,00%
30,00%
20,00%
10,00%
0,00%
Evolution des dépenses et recettes
publiques en pourcentage du PIB
1970
1973
1976
1979
1982
1985
1988
1991
1994
1997
2000
Recettes
publiques
/PIB
Dépenses
publiques
/PIB
§
Les dons qui, certaines années, ont représenté une part très substantielle des recettes de l’Etat :
- 1% du PIB (1983)
- 1.9% du PIB (1985)
- 2.9% du PIB (1990)
- 2.1% du PIB (1991)
En moyenne 0.5% du PIB de 1980 à 1989 et 0.9% du PIB de 1990 à 1995. (Source : Direction de la politique
économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003).
Ces dons n’enregistrent depuis l’accélération du mouvement de privatisation que des flux insignifiants.
**
– De 1990 à 2002 la masse salariale a doublé en valeur nominale et elle tend à s’approcher de 13% du PIB.
-90-

I.2. Soutenabilité de la politique budgétaire
Plusieurs définitions sont données de la notion de soutenabilité de la politique budgétaire †† .
Parmi elles celle de E. Jondeau ‡‡ qui considère qu’une politique budgétaire est soutenable si
elle assure à terme la solvabilité de l’Etat, c’est-à-dire si elle garantit que la dette ne croîtra
pas dans des proportions excessives telles que l'Etat ne puisse plus assurer son
remboursement. Cette définition admet donc des déséquilibres du solde budgétaire ; mais à
condition qu’ils ne soient pas systématiques ou qu’ils soient compensés par des excédents
futurs suffisants.
Le modèle comptable prend la contrainte intertemporelle de l’Etat comme point de
départ.
Bt = Bt-1 + Gt – Tt + rtBt-1 (1)
Où Bt désigne l’encours de la dette, à la date t,
Gt les dépenses publiques hors charges d’intérêt
Tt les recettes publiques,
rt le taux d’intérêt nominal apparent de la dette publique (les intérêts de l’année rapportés à
l’encours de l’année passée).
Dt = Gt - Tt représente le solde budgétaire primaire. L’équation (1) se réécrit donc ainsi :
Bt – Bt-1 = Dt + rtBt-1 (2)
En exprimant les termes dans cette égalité (2) en pourcentages du PIB on obtient :
Bt / PIBt – Bt-1 / PIBt = Dt / PIBt + rt (Bt-1/ PIBt) (3)
Avec PIBt = (1 + gt ) PIBt-1 , où gt correspond au taux de croissance nominal de l’économie, la
relation (3) devient :
Bt / PIBt – [1/ (1+gt)](Bt-1 / PIBt-1 ) = Dt / PIBt + [rt / (1+gt)] (Bt-1/ PIBt-1)
En notant bt= Bt / PIBt et dt = Dt / PIBt , on obtient :
bt – [1/ (1+gt)] bt-1 = dt + [rt / (1+gt)] bt-1
(4)
Comme une politique budgétaire soutenable suppose, en un certain sens, une stabilité du ratio
de la dette publique (bt= bt-1), le niveau du solde budgétaire primaire soutenable devient égal
à :
d * t = [(gt – rt) / (1+gt)] bt
(5)
Comment interpréter cette équation du modèle comptable de la politique budgétaire
soutenable ?
†† P-Y. HENIN : "Soutenabilité des déficits et ajustements budgétaires", Revue économique, 1998.
‡‡ JONDEAU E. :"La soutenabilité de la politique budgétaire", Economie et Prévision, N° 104, 1992.
-91-

Si l’on accepte, à titre provisoire, qu’une politique budgétaire soutenable est une politique qui
permet de maintenir à un niveau stable le ratio de la dette publique (c’est-à-dire le rapport de
l’encours de la dette publique sur le PIB), si l’on accepte qu’il n’y pas d’autre moyen
(purement monétaire, par exemple) qu’une augmentation de l’endettement public pour
financer un déficit budgétaire primaire net du service de la dette, le ratio (sur PIB) soutenable
du solde budgétaire primaire net dt * pour une année t devrait vérifier l’égalité
gtrt
suivante : dt*
bt
.
t
1g
Cette formule que l’on obtient aisément à partir de la contrainte budgétaire augmentée de
l’hypothèse ci-dessus sur le financement du déficit budgétaire appelle une remarque sur le
terme b. Comme la formule découle de la condition de stabilité de b, il est envisageable de
retenir soit bt-1 soit bt . Lorsqu’on retient le premier, l’expression du ratio soutenable du solde
budgétaire devient plus cohérente mathématiquement, mais elle ne concerne plus que l’an
dernier et l’année actuelle. Cela donnerait une sorte de solde budgétaire permis pour maintenir
le ratio de la dette cette année au même niveau que l’an dernier. Lorsqu’on retient le b de cette
année, cela donne une expression moins cohérente mais plus tournée vers l’avenir. Ce qui
correspondrait mieux à la signification habituelle de la soutenabilité.
Deux enseignements peuvent être tirés de cette formule du solde budgétaire primaire net
soutenable. Le premier concerne les déterminants de ce solde. On a d’abord le ratio courant de
la dette, ensuite le taux courant de croissance et enfin le taux d’intérêt nominal apparent
courant. Le ratio soutenable du solde est une fonction du ratio de la dette croissante si le taux
de croissance est supérieur au taux d’intérêt apparent et décroissante dans le cas inverse. Il est
une fonction croissante du taux de croissance, à moins que le taux d’intérêt apparent ne
dépasse 100%. Ce qui est normal, dans la mesure où une forte croissance du PIB permet
d’emprunter massivement sans alourdir le ratio de la dette. Cela permet donc un déficit
budgétaire élevé. Il est enfin une fonction décroissante du taux d’intérêt apparent. Cela veut
dire que lorsque les charges d’intérêts sont énormes par rapport à l’encours de la dette, on ne
pourra pas se permettre un déficit élevé et de nouveaux emprunts.
Le second enseignement à tirer concerne le caractère déterminant, pour le ratio soutenable du
solde budgétaire, de la différence entre le taux de croissance et le taux d’intérêt apparent.
Lorsque cette différence est positive, c’est-à-dire lorsque le taux de croissance est supérieur
au taux d’intérêt de la dette, les finances publiques peuvent soutenir un déficit. Et lorsque la
différence est négative, seul un excédent budgétaire est soutenable.
Au Maroc, la comparaison du ratio du solde primaire réalisé et du ratio du solde primaire
soutenable durant la période 1970-2002 dégage deux phases distinctes dans l’évolution de la
politique budgétaire : la phase allant de 1970 à 1983 et celle de 1984 à 2002 que l’on peut
distinguer sur le tableau et le graphique suivants :
-92-

Tableau N°1 : Soutenabilité de la politique budgétaire au Maroc (1970-2002)
Dette Taux
publique d'intérêt
en % du nominal
PIB (b) apparent de
la DP (r )
Taux de
croissance
du PIB
courant
(n)
Déficit
budgétair
e net
(DN)
Intérêt de Solde
la dette primaire
(ID) S=DN-
ID
Solde Solde
primaire primaire
en % PIB soutenable
% du PIB
(d)
1970 26,98 4,38 8,01 950 213 73 3,79 0,91
1971 26,97 4,23 10,0 894 222 -59 3,14 1,42
1972 28,06 4,60 6,11 1031 265 -146 3,38 0,40
1973 27,37 4,37 9,81 1036 278 346 3,04 1,36
1974 22,36 4,18 34,87 2024 285 417 5,18 5,09
1975 24,50 4,58 8,38 4232 344 923 10,6 0,86
1976 31,77 5,53 13,45 7881 493 91 17,88 2,22
1977 34,86 5,69 20,44 10049 747 1282 18,69 4,27
1978 38,23 6,04 10,84 5965 1047 607 8,92 1,66
1979 41,00 6,45 12,49 8089 1360 802 10,85 2,20
1980 41,70 6,90 19,42 7306 1756 -1373 7,49 4,37
1981 50,21 9,46 6,67 8011 2924 -2661 6,44 -1,31
1982 59,11 7,80 17,54 10992 3095 -1435 8,50 4,90
1983 73,18 6,46 6,72 6684 3546 -2067 3,17 0,18
1984 84,16 6,12 13,32 5131 4442 -1037 0,61 5,34
1985 81,43 6,60 15,28 7544 6236 -1619 1,01 6,13
1986 75,74 6,38 19,47 10992 6731 -1368 2,75 8,30
1987 85,18 5,57 1,28 7502 6533 1627 0,62 -3,61
1988 84,40 6,25 16,29 8981 8348 3831 0,35 7,28
1989 86,35 6,72 6,42 12329 10337 3848 1,03 -0,24
1990 80,71 6,26 9,74 8401 10475 8241 -0,97 2,56
1991 73,97 6,75 13,88 7527 13358 7966 -2,41 4,63
1992 79,01 7,15 0,23 9200 12814 12689 -1,49 -5,45
1993 83,37 7,67 2,60 6558 14722 13732 -3,28 -4,12
1994 82,72 7,61 12,08 5295 15817 9824 -3,77 3,30
1995 83,21 7,26 0,85 2463 16783 4879 -5,08 -5,29
1996 75,62 7,46 13,36 1466 17485 6958 -5,02 3,94
1997 78,94 7,15 -0,31 1479 17270 12110 -4,96 -5,91
1998 74,68 7,08 8,06 3307 17800 7307 -4,21 0,68
1999 75,41 6,85 0,46 5326 17586 24949 -3,55 -4,79
2000 75,64 7,09 2,49 6130 18490 7463 -3,49 -3,40
2001 74,70 7,00 8,18 12866 18754 26168 -1,54 0,82
2002 71,45 6,15 3,81 7441 17611 7191 -2,56 -1,61
Source : Tableau confectionné à partir des statistiques de la direction du Trésor, de la direction de la statistique et
des rapports de Bank Al Marghrib.
20%
15%
10%
5%
0%
-5%
-10%
1970
Evolution du solde primaire réalisé et du solde primaire soutenable
en pourcentage du PIB
Solde
primaire
en %
PIB
1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986
1988
-93-
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
Solde
primaire
soutena
ble % du
PIB

Durant la première phase, le ratio du solde primaire effectif a été toujours supérieur au seuil
soutenable. Ce qui montre la non-soutenabilité de la politique budgétaire. Cette phase a été
marquée par une croissance très importante du ratio de la dette publique (il est passé de 27% à
37%) et du ratio du déficit budgétaire (de 3,7% à 10,4%).
La seconde phase a été marquée par une supériorité du ratio du solde primaire soutenable sur
le ratio du solde primaire réalisé et l’existence d’excédents budgétaires primaires. Cette phase
a été marquée aussi par une stabilisation puis une légère baisse du ratio de la dette publique
(de 84% à 71%), un écart de plus en plus faible entre le taux de croissance économique et le
taux d’intérêt nominal apparent et une baisse du ratio du déficit budgétaire.
En effet, après la crise de la dette et l’entrée en application des programmes d’ajustement
structurel, les choix budgétaires ont été plutôt restrictifs laissant place à un déficit budgétaire
primaire net de plus en plus faible et qui devient, à partir de 1990, structurellement un
excédent (il est passé de 3,79% du PIB à –2, 56% entre 1970 et 2002 en atteignant le niveau
de 18,69 % en 1977).
Les choix en matière de réduction de la dette extérieure (le ratio de la dette extérieure est
passé de 2% à 70% entre 1970 et 1984 avant de revenir au niveau de 23% en 2002) ont
permis une stabilisation et une réduction du ratio de la dette. Ces résultats conjugués à une
politique budgétaire restrictive ont permis au Maroc d’avoir un déficit budgétaire soutenable à
partir de 1984.
Toutefois, ces résultats cachent l’émergence de deux paramètres récents dans la gestion des
finances publiques au Maroc. Il s’agit de la croissance régulière de la dette intérieure publique
(le ratio de la dette publique intérieure est passé de 11% à 46% entre 1970 et 2002) et de
l’utilisation des ressources de privatisation. La tendance à l’accroissement du ratio de la dette
publique intérieure ne semble pas être porteuse d’inquiétudes, bien au contraire elle permet
d’éponger une partie des surliquidités du système bancaire générées par des recettes de
privatisation et la remarquable progression des revenus marocains résidants à l’étranger
conjuguées à une faible progression des investissements privés. Mais à terme cette situation
pourrait devenir préoccupantes tant au niveau d’éventuels effets d’éviction de
l’investissement qu’en ce qui concerne l’état de santé du système financier marocain. Les
deux autres paramètres que sont la fin des recettes de privation et la baisse des recettes de
douane ne peuvent qu’accentuer la gravité des inquiétudes qui pèsent sur l’évolution des
finances publiques.
-94-

En définitive, le solde primaire enregistré, ou plutôt son ratio, devra pour chaque année être
inférieur ou égal au ratio du solde budgétaire soutenable. La comparaison de ces deux soldes
donne ce qui suit. Le déficit budgétaire enregistré au Maroc a été systématiquement supérieur
au solde budgétaire soutenable entre 1970 et 1983. La politique budgétaire du Maroc n’était
donc pas soutenable durant cette période. Elle n’a jamais, à aucun moment, été soutenable. En
1983, se met en place au Maroc sous le contrôle du FMI, un programme d’ajustement
structurel. L’année suivante, en 1984, le déficit budgétaire primaire observé passe en-dessous
du déficit budgétaire permis ou soutenable. A partir de cette date, la politique budgétaire
devient largement soutenable, dans la mesure où sur les 19 années de la période 1984-2002, le
solde budgétaire réalisé a été soutenable, c’est-à-dire inférieur quand c’est un déficit et
supérieur quand c’est un excédent au solde soutenable, pendant douze ans. Au cours de ces
sept années le solde budgétaire réalisé n’a pas été soutenable. Mais, il faut ajouter que pour
ces années, la non-soutenabilité a été assez légère (sauf pour 1992-1993). Ainsi les réformes
macroéconomiques et leurs mesures d’accompagnement, les gains de rééchelonnement de la
dette extérieure, les dons qui ont constitué jusqu’au début des années 90 une part significative
de recettes et les privatisations très réussies ont permis au Maroc d’améliorer de manière
progressive et substantielle l’état ses finances publiques.
I.3. Tests de stationnarité et de cointégration
Plusieurs économistes spécialistes des finances publiques ont très vite intégré les travaux des
prix Nobel Granger et Engle à leur champ d’analyse pour traduire les nouvelles normes de
politique budgétaire centrées sur la notion de soutenabilité en termes de stationnarité et de
cointégration. Ces nombreux auteurs, dont notamment Trehan et Walsh d’un côté et Jondeau §§
de l’autre, considèrent en effet qu’une politique budgétaire est soutenable si le déficit
budgétaire est stationnaire, s’il ne présente pas de racine unitaire. Une série est stationnaire si
elle ne comporte aucun facteur dépendant du temps. Dans le cas contraire, elle présente une
tendance ou une saisonnalité.
Comme la plupart des séries économiques, le déficit budgétaire d’un pays n’a aucune raison
d’être stationnaire et sa non-stationnarité ne devrait en principe présenter aucun danger
lorsque les séries chronologiques des variables de financement de ce déficit connaissent la
même évolution. Nous voulons dire par là que les dépenses publiques qui augmentent avec le
déficit peuvent bien exploser sans que cela cause aux pouvoirs publics quelque ennui que ce
soit si bien sûr les recettes budgétaires connaissent la même explosion. Il suffit donc que les
deux variables cointégrent pour que la soutenabilité de la politique budgétaire soit assurée.
C’est ce que pensent Jondeau et bien d’autres auteurs. On peut d’ailleurs à ce sujet parler de
soutenabilité forte (déficit stationnaire) et de soutenabilité faible (cointégration des dépenses
et des recettes publiques).
1- Test de stationnarité du déficit budgétaire
Les données utilisées sont annuelles et concernent la période 1970-2002. Comme cela ne fait
que 33 observations, l’on ne pourra pas envisager l’étude des séries sur des sous-périodes.
§§ Cf Jondeau, op.cit. et Trehan et Walsh (1988)
-95-

Cela constitue une limite pour l’application de la nouvelle économétrie, puisqu’il serait
judicieux d’étudier la soutenabilité sur différentes sous-périodes. L’étude qualitative présentée
au début de ce papier avait justement pour objectif de lever entre autre ce genre de limite.
Les résultats du test ADF pour trois modèles, en niveau et en première différence, appliqué à
la série du déficit budgétaire global se présentent ainsi :
Retards=1 Valeur du
test en
niveau
Sans constante -1.399
et sans tendance
***
Avec constante -3.06 **
et sans tendance
Avec constante
et avec tendance
Test de racine unitaire du déficit budgétaire global (ADF)
-3.13 ***
Seuil Seuil Seuil Stationnarité
critique à critique à critique en niveau
1% 5% à 10%
-2.6395 -1.9521 -1.6214 Non
stationnaire
-3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
-6.04 ***
-5.88 ***
-5.99 ***
Seuil
critique
Stationnarité
en 1 ère
différence
-2.6423 Oui
stationnaire
-3.67 Oui
stationnaire
-4.29 Oui
stationnaire
En conclusion, on peut dire que le déficit budgétaire n’est pas stationnaire en niveau, du
moment que l’hypothèse de racine unitaire se vérifie pour l’un des trois modèles ci-dessus. En
réalité, dans le cas considéré, cette hypothèse se vérifie au seuil de 1% aussi bien pour le
premier que pour le troisième modèle. Ce n’est que pour le deuxième modèle que l’hypothèse
de non stationnarité ne se vérifie qu’au seuil de 5%. En première différence, le déficit
budgétaire global est stationnaire sans aucun doute. Cela peut être exprimé comme la non
vérification d’une soutenabilité forte du déficit budgétaire global du Maroc, sur la période
1970-2002.
Pour le seul solde courant, voici les résultats des mêmes tests de stationnarité :
Retards=1 Valeur du
test en
Sans constante
et sans
tendance
Avec
constante et
sans tendance
Avec
constante et
avec tendance
Test de racine unitaire du déficit budgétaire courant (ADF)
niveau
-0.1048 ***
-0.519 ***
-2.327 ***
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique
à 5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
-2.65 -1.953 -1.622 Non
stationnaire
-3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
-4.77 ***
-4.89 ***
-4.87 ***
Seuil
critique
Stationnarité
en 1 ère
différence
-2.65 Oui
stationnaire
-3.67 Oui
stationnaire
-4.29 Oui
stationnaire
Le solde budgétaire courant est également non stationnaire en niveau et stationnaire en
première différence sans aucun doute sur la même période.
Le solde budgétaire, courant ou global, est donc non soutenable au sens fort du terme. L’est-il
au sens faible ? C’est ce que nous allons voir avec le test de cointégration des recettes et des
dépenses budgétaires.
-96-

2- Tests de stationnarité et de cointégration des recettes et des dépenses publiques
Comme on ne peut envisager le test de cointégration des dépenses et des recettes que si les
deux séries sont non stationnaires et intégrées de même ordre, il faut commencer par les tests
de stationnarité de chacune des deux séries.
Voici les résultats des tests pour les recettes publiques :
Retards=1 Valeur
du test
en
Avec
constante et
avec tendance
niveau
-1.36 ***
Test de racine unitaire des recettes budgétaires (ADF)
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
-4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique à
1%
Stationnar
ité en 1 ère
différence
-4.497 -4.29 Oui
stationnair
e
La conclusion à tirer des résultats ci-dessus est que les recettes publiques sont non
stationnaires en niveau et stationnaires en première différence. Les recettes publiques sont
intégrées d’ordre 1.
Voici les résultats des tests pour les dépenses publiques :
Retards=1 Valeur du
test en
Avec
constante et
sans tendance
Avec
constante et
avec tendance
niveau
1.5408 ***
-1.6276 ***
Test de racine unitaire des dépenses publiques (ADF)
Seuil
critique
à 1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarit
é en niveau
-3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
-3.851 ***
-4.58 ***
Seuil
critique
-3.666
à 1%
-4.29
à 1%
Stationnarité
en 1 ère
différence
Oui
stationnaire
Oui
stationnaire
La conclusion à tirer des résultats ci-dessus est que les dépenses publiques sont non
stationnaires en niveau et stationnaires en première différence. Les dépenses publiques sont
intégrées d’ordre 1.
Comme les recettes et les dépenses budgétaires sont non stationnaires et qu’elles sont
intégrées de même ordre 1, comme les deux séries présentent les mêmes caractéristiques
stochastiques, il est possible de procéder au test de cointégration des deux séries.
Voici les résultats de ce test de cointégration.
Test de cointégration des recettes et des dépenses publiques (modèle sans tendance et sans
constante) :
Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized
Eigenvalue Ratio Critical Value Critical Value No. of CE(s)
0.342369 15.17993 12.53 16.31 None *
0.068132 2.187490 3.84 6.51 At most 1
-97-

*(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level
L.R. test indicates 1 cointegrating equation(s) at 5% significance level
Unnormalized Cointegrating Coefficients:
DEPENSES RECETTES
1.90E-05 -1.48E-05
-3.60E-05 4.26E-05
Normalized Cointegrating Coefficients: 1 Cointegrating Equation(s)
DEPENSES RECETTES
1.000000 -0.776537
(0.19083)
Log likelihood -566.9752
La première ligne des résultats montre bien qu’il faut rejeter fortement l’hypothèse de noncointégration
des recettes et des dépenses et la deuxième montre qu’il existe au plus une
équation de cointégration.
La conclusion pouvant être déduite du test de cointégration des recettes et des dépenses est
que ces deux séries non stationnaires (en niveau) présentent une combinaison linéaire qui,
elle, est stationnaire. En plus, le coefficient des recettes est négatif et inférieur en valeur
absolue à 1. Cela veut tout simplement dire que la politique budgétaire du Maroc est
soutenable, au sens quelque peu faible, cependant.
Le graphique suivant suggère cette combinaison linéaire stationnaire entre les recettes et les
dépenses budgétaires :
140000
120000
100000
80000
60000
40000
20000
0
1970
Evolution des dépenses et recettes
publiques (en millions de DH)
1974
1978
1982
1986
1990
1994
-98-
1998
2002
Recettes
publiques
Dépenses
publiques

II- Soutenabilité de l’endettement public
Dans ce chapitre, il sera question dans une première section d’une présentation générale de
l’endettement public total du Maroc. Dans la seconde section, il sera procédé à une série de
tests de stationnarité et de cointégration dans le but d’apprécier la soutenabilité de
l’endettement public extérieur, intérieur et total.
II.1. Présentation de l’endettement public
Au Maroc, le problème de l’endettement public et particulièrement celui de l’endettement
public extérieur est devenu à partir du début des années 1980 et pendant près de deux
décennies la préoccupation majeure des pouvoirs publics.
Le poids de la dette publique que les premiers gouvernements du Maroc indépendant ont
réussi à contenir à un niveau inférieur à 25% du PIB a été multiplié par 3 de 1975 à 1983 –
année de la mise en œuvre du programme d’ajustement structurel.
L’envolée de l’endettement trouve son origine dans la conduite de la politique économique.
Le passage d’une politique économique axée sur la maîtrise des déficits à une politique de
croissance volontariste (l’investissement public a été multiplié par plus de 8 fois de 1973 à
1977) à la suite du quadruplement des recettes de monopole relatives aux phosphates
(progression remarquable du prix et de la demande mondiale de ce produit) a creusé de
manière brutale et durable le déficit budgétaire et celui de la balance commerciale. La grande
facilité, à l’époque du recyclage des pétrodollars, d’accès aux marchés internationaux des
capitaux a permis au Maroc de maintenir, par le recours à l’endettement extérieur, pendant
encore quelques années le niveau alors atteint par l’investissement public. Mais, très
rapidement, le poids de la dette extérieure est devenu un véritable goulot d’étranglement (le
volume de la dette publique extérieure a été multiplié par 5 de 1977 à 1983 et la dette
extérieure totale a culminé à 123% du PIB en 1985).
La deuxième rupture dans la conduite de la politique économique concrétisée par le
remplacement de la politique de substitution des importations par la politique de
développement des exportations et la mise en œuvre de mesures d’accompagnement de cette
nouvelle orientation – contraction de la demande globale par une action sur les
investissements et les salaires ainsi que par une augmentation des droits de douane *** - a
coïncidé en 1983 avec la mise en œuvre du PAS.
Ainsi la conjugaison de l’ensemble de ces éléments et de l’évolution de l’environnement
économique international a eu un impact sur les caractéristiques de l’endettement public,
lequel a été pendant de longues années dominé par l’endettement extérieur. Le volume de la
dette intérieure a représenté en moyenne jusqu’en 1992 la moitié de celui de la dette
extérieure. Mais à partir de cette année-là, seul l’endettement intérieur a continué à
progresser. Il représente actuellement plus de 2 fois l’endettement extérieur.
*** Cette politique a donné lieu a deux mouvements contradictoires : l’amélioration de la compétitivité de
l’économie marocaine par un choix plus judicieux et une mise en œuvre plus rigoureuse des projets
d’investissement ; mais également une "désindustrialisation rampante" de l’économie marocaine. Une descente
de l’amont vers l’aval de la filière de production est observée dans la plupart des secteurs industriels, y compris
celui des textiles ; en ce sens que les entreprises de filature et de tissage ont rapidement fait place à celles de
l’habillement et de la bonneterie.
-99-

L’endettement extérieur est dominé par les dettes de long terme et il provient principalement
d’une origine publique (bilatérale) et des institutions financières internationales. Le recours
aux marchés internationaux de capitaux étant devenu rapidement prohibitif pour le Maroc. La
progression de son volume à partir du milieu des années 1980 est davantage imputable aux
accords de rééchelonnement qu’à l’obtention de nouveaux crédits. Depuis une dizaine
d’années, on observe un remboursement régulier et important de l’endettement et une
meilleure gestion (accords de conversion de la dette publique extérieure en investissements
privés, accords de refinancement de dettes onéreuses) ††† .
La progression du rythme d’accroissement de la dette intérieure est due au recours de plus en
plus faible à l’endettement extérieur, mais aussi à la réduction du droit de seigneuriage exercé
sur le système bancaire. Les emplois obligatoires (des banques en effets publics) ont
représenté jusqu’en 1992 plus de 30% (33% plus exactement) des exigibilités du système
bancaire.
A partir du début des années 1990, la deuxième libération du système a été accompagnée
d’une suppression en 1998 du plancher d’effets publics et de la suppression en 1994 des
coefficients des emplois obligatoires.
Désormais, la totalité des emplois obligatoires ne représente plus que 3% des exigibilités du
système bancaire. Depuis cette date, le Trésor se finance essentiellement auprès du marché.
On peut noter que l’effet de l’endettement est considérable sur la libéralisation de l’économie.
Sa gestion a permis l’éclosion d’un marché de la dette publique domestique comme elle a
induit d’importantes mutations du comportement des opérateurs financiers. Mais le poids de
la dette extérieure a surtout été à l’origine – indirectement- des grands développements des
exportations des produits manufacturés et de l’amélioration du degré d’ouverture de
l’économie marocaine.
Voici trois graphiques présentant l’évolution de la dette publique totale, de la dette publique
extérieure et de la dette publique intérieure comparées au solde budgétaire en pourcentage du
PIB :
††† La Maroc a conclu plusieurs accords de conversion de dettes publiques bilatérales en investissements avec de
nombreux pays dont notamment la France, l’Espagne, et le Koweït. Mais c’est la France qui a supporté les
efforts les plus importants pour accompagner le Maroc dans l’amélioration de la gestion de sa dette extérieure (3
accords de conversion portant sur un volume global de 3,1 milliards de Francs français, 2 accords de
refinancement de la dette onéreuse portant sur plus de 2 milliards de Francs français).
-100-

100%
80%
60%
40%
20%
0%
-20%
-40%
80%
60%
40%
20%
0%
-20%
-40%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
0%
-10%
-20%
-30%
Evolution de la dette publique et du solde budgétaire
en pourcentage du PIB
1970
1973
1976
1979
1982
1985
1988
1991
1994
1997
2000
Evolution de la dette extérieure et du solde
budgétaire en pourcentage du PIB
e
1970
1973
1976
1979
1982
1985
1988
1991
1994
1997
2000
Evolution de la dette intérieure et du solde
budgétaire en pourcentage du PIB
1970
1973
1976
1979
1982
1985
1988
1991
1994
1997
2000
-101-
Solde budg
global /PIB
Dette
publique
/PIB
Solde budg
global /PIB
Dette
extérieur
(DEXT) / PIB
Solde budg
global /PIB
Dette
intérieure
(DINT) / PIB

II.2. Tests de stationnarité et de cointégration
Nous allons dans un premier temps étudier les caractéristiques stochastiques de la dette
publique totale, extérieure et intérieure, en volume puis en pourcentage du PIB, avant de voir
dans un second temps si la dette cointégre avec la variable qui est censée en financer le
service de manière directe ou indirecte, pour pouvoir apprécier la soutenabilité de cette dette
pour le Maroc.
1- Tests de stationnarité des séries de la dette
La dette publique totale
Voici les résultats du test de stationnarité
Retards=1 Valeur
du test
en
Avec constante
et sans
tendance
Avec constante
et avec
tendance
niveau
Test de racine unitaire de la dette publique totale (ADF)
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
0.701 -3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-2.347 -4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique à
1%
Stationnarité
en 1 ère
différence
-2.4566 -3.67 Non
stationnaire
-2.555 -4.29 Non
stationnaire
La dette publique totale n’est stationnaire qu’en deuxième différence (modèle sans tendance
et sans constante).
Voyons ce qu’il en est pour le ratio de la dette publique totale (par rapport au PIB) :
Retards=1 Valeur du
test en
Sans constante
et sans
tendance
Avec constante
et sans
tendance
Avec constante
et avec
tendance
Test de racine unitaire du ratio de la dette publique totale (ADF)
niveau
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
0.449 -2.6395 -1.9521 -1.6214 Non
stationnaire
-1.7 -3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-0.886 -4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique à
1%
Stationnarité
en 1 ère
différence
-5.227 -2.6423 Oui
stationnaire
-5.379 -3.67 Oui
stationnaire
-5.85 -4.29 Oui
stationnaire
Le ratio de la dette publique totale est donc stationnaire en première différence. En niveau, il
est bien non stationnaire. Le ratio progresse, mais il ne connaît pas d’accélération.
-102-

La dette publique extérieure
Voici les résultats du test de stationnarité de la seule dette extérieure :
Retards=1 Valeur du
test en
Sans constante
et sans
tendance
Avec constante
et sans
tendance
Avec constante
et avec
tendance
Test de racine unitaire de la dette publique extérieure (ADF)
niveau
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
-0.885 -2.6395 -1.9521 -1.6214 Non
stationnaire
-1.47 -3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
0.281 -4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique
Stationnarité
en 1 ère
différence
-0.818 -2.6423 Non
stationnaire
-0.493 -3.67 Non
stationnaire
-1.042 -4.29 Non
stationnaire
La dette extérieure est donc, elle aussi, non stationnaire en niveau et en première différence.
Elle n’est stationnaire qu’en deuxième différence (t=-3.949 pour le modèle sans tendance et
sans constante). Est-elle stationnaire en pourcentage du PIB ?
Retards=1 Valeur du
test en
Sans constante
et sans
tendance
Avec constante
et sans
tendance
Avec constante
et avec
tendance
Test de racine unitaire du ratio de la dette extérieure (ADF)
niveau
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
-0.339 -2.6395 -1.9521 -1.6214 Non
stationnaire
-1.387 -3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-0.454 -4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique
Stationnarité
en 1 ère
différence
-4.6 -2.6423 Oui
stationnaire
-4.5 -3.67 Oui
stationnaire
-5.327 -4.29 Oui
stationnaire
Le ratio de la dette extérieure est stationnaire en première différence. En niveau, il est non
stationnaire, comme on a vu ci-dessus pour la dette totale.
La dette publique intérieure
Voici les résultats du test de stationnarité de la dette publique intérieure :
Retards=1 Valeur du
test en
Sans constante
et sans
tendance
Avec constante
et sans
tendance
Avec constante
et avec
tendance
Test de racine unitaire de la dette publique intérieure (ADF)
niveau
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique
Stationnarité
en 1 ère
différence
4.342 -2.6395 -1.9521 -1.6214 -0.748 -2.6423 Non
stationnaire
2.968 *
0.125 ****
-3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
-2.116 -3.67 Non
stationnaire
-4.59 -4.29 Oui
stationnaire
La dette Publique intérieure est non stationnaire en niveau. Elle stationnaire en première
différence pour le modèle avec tendance et avec constante, mais il suffit qu’elle vérifie
l’hypothèse de non stationnarité pour un seul des trois modèles pour qu’on conclue qu’elle est
non stationnaire. Elle est donc non stationnaire en première différence aussi. En deuxième
-103-

différence, elle n’est également stationnaire que pour le modèle sans tendance et sans
constante.
Voyons ce qu’il en est pour le ratio de la dette intérieure (dette/PIB) :
Test de racine unitaire du ratio de la dette publique intérieure (ADF)
Retards=1 Valeur du
test en
Sans constante
et sans
tendance
Avec constante
et sans
tendance
Avec constante
et avec
tendance
niveau
2.3466 **
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
-2.6395 -1.9521 -1.6214 Non
stationnaire
0.468 -3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire à
-2.968 -4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
5%
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique
Stationnarité
en 1 ère
différence
-3.41 -2.6423 Oui
stationnaire
-4.3 -3.67 Oui
stationnaire
-4.428 -4.29 Oui
stationnaire
Le ratio de la dette intérieure est également stationnaire en première différence. Mais, il y a
lieu de noter que, dans ce cas, le rejet de la non stationnarité n’est pas fort, les valeurs du test
étant voisines des seuils critiques.
2- Tests de soutenabilité de la dette
Quand, en terme de cointégration, dire que la dette est soutenable, maintenant que l’on sait
qu’elle n’est pas stationnaire en niveau ? On peut légitimement penser à rapprocher la dette
extérieure du solde de la balance des opérations courantes, la dette intérieure du solde
budgétaire courant et la dette totale du PIB et se demander si ces couples de séries
cointégrent.
Soutenabilité de la dette extérieure
On peut en effet considérer que si la dette extérieure et le solde des opérations courantes
cointégrent, le Maroc n’aura pas de problème – du point de vue des moyens de paiements -à
faire face au service de cette dette. Evidemment, du point de vue de la solvabilité de l’Etat,
nous avons déjà vu que le déficit budgétaire pratiqué au Maroc était globalement soutenable
depuis 1984, grâce au redressement des finances publiques opéré dans le cadre du plan
d’ajustement structurel mis en œuvre depuis 1981.
Le solde de la balance des opérations courantes mesure en effet la capacité du Maroc à faire
face à des charges extérieures du genre du service de la dette extérieure. Cependant, cet
« indicateur » est loin d’être parfait de ce point de vue. D’abord, le solde courant est obtenu
après avoir payé les intérêts de la dette. Ensuite, l’excédent des opérations courantes, si
excédent il y a, n’est pas le seul moyen dont dispose le Maroc pour rembourser le capital de la
dette extérieure. On peut facilement imaginer que, si il y a une forte entrée d’investissements
étrangers, le pays n’aura pas de difficulté à payer les amortissements de la dette extérieure.
Prenons tout de même le solde des opérations courantes comme indice de la capacité du
Maroc à assurer le service de la dette extérieure et voyons s’il existe une combinaison linéaire
stationnaire entre ce solde et le volume de la dette extérieure. Autrement dit, voyons si les
deux séries cointégrent. Mais, auparavant, voyons comment se comporte le solde des
opérations courantes.
-104-

Retards=1 Valeur du
test en
Sans constante
et sans
tendance
Avec constante
et sans
tendance
Avec constante
et avec
tendance
niveau
Test de racine unitaire du compte courant (ADF)
Seuil
critique à
1%
Seuil
critique à
5%
Seuil
critique à
10%
Stationnarité
en niveau
-1.289 -2.6395 -1.9521 -1.6214 Non
stationnaire
-1.091 -3.6576 -2.9591 -2.6181 Non
stationnaire
-1.36 -4.2826 -3.5614 -3.2138 Non
stationnaire
Valeur du
test en 1 ère
différence
Seuil
critique
Stationnarité
en 1 ère
différence
-3.717 -2.6423 Oui
stationnaire
-3.707 -3.67 Oui
stationnaire
-4.138 -4.29 Non
stationnaire
Le compte courant de la balance extérieure est non stationnaire en niveau. Mais, il est
stationnaire en première différence.
Voici une représentation graphique de ce solde ainsi que de celui de la balance commerciale
du Maroc, pour la même période, 1970-2002.
30000
20000
10000
0
-10000
-20000
-30000
-40000
Evolution du solde de la balance commerciale et du solde de la balance
courante (en millions de DH)
1970
1972
1974
1976
1978
1980
1982
1984
1986
1988
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
Solde de la balance
commerciale
Solde des transactions
courantes
Il convient d’expliquer, à ce niveau de l’analyse, ce choix du compte courant au lieu du
solde de la balance commerciale. Le Maroc dispose de recettes courantes non commerciales
importantes : les recettes de voyages et surtout les envois des Marocains résidant à l’étranger.
Ces recettes sont tellement importantes qu’elles financent le gros et croissant déficit de la
balance commerciale, les autres dépenses courantes comme les intérêts de la dette extérieure
et dégagent parfois un excèdent. C’est cela qui explique qu’au Maroc, le solde de la balance
commerciale négatif ne saurait être un indicateur de difficultés de supporter les charges de la
dette extérieure.
La dette extérieure du Maroc est-elle soutenable ? Nous avons vu qu’en volume, elle n’est
stationnaire qu’en deuxième différence. Le solde de la balance courante permet-il de la
financer malgré sa tendance ? Autrement dit, ce solde et la dette extérieure cointégrent-ils ?
En réalité, étant donné que ces deux séries n’ont pas le même ordre d’intégration – le solde est
stationnaire en première différence alors que la dette extérieure ne l’est qu’en deuxième
différence - , il n’y a pas de risque de cointégration. C’est ce que confirme le test de
cointégration. Et ce n’est que lorsqu’on introduit des restrictions sur la constante qu’on
-105-

obtient une équation d’intégration avec, toutefois, un coefficient très faible (0.0066) de la
dette extérieure contre l’unité pour le compte courant. Est-ce à dire que ce dernier est luimême
stationnaire ? Si c’est le cas, cela voudra dire que la dette extérieure, elle, est affectée
d’une tendance pendant que le compte courant extérieur est, lui, stationnaire. Cela nous
éloignerait de la solvabilité extérieure mesurée par le compte courant de l’Etat. Mais l’on a
déjà vu que ce solde courant n’est pas le seul moyen dont les pouvoirs publics disposent pour
rembourser la dette extérieure.
-106-

Soutenabilité de la dette intérieure
Nous avons vu ci-dessus que la dette intérieure, en volume, n’est stationnaire qu’en deuxième
différence. Nous avons également vu que le solde budgétaire courant est stationnaire en
première différence. Cependant, le ratio de la dette intérieure est également stationnaire en
première différence ; voyons si ce ratio cointègre avec le solde budgétaire courant.
Le résultat du test de cointégration nous incite à accepter aussi bien l’hypothèse de l’existence
de zéro équation de cointégration que celle de l’existence d’au plus une équation. Le vecteur
de cointégration normé proposé est toutefois peu intéressant puisque sa seconde composante
(coefficient du solde courant dans l’équation de cointégration) est –0.000837 comme il
apparaît ci-dessous :
Johansen Cointegration Test
Test assumption: No deterministic trend in the data
Series: DINTR SOLCOUR
Lags interval: 1 to 1
Likelihood 5 Percent 1 Percent Hypothesized
Eigenvalue Ratio Critical Value Critical Value No. of CE(s)
0.251006 10.81861 12.53 16.31 None
0.092766 2.725930 3.84 6.51 At most 1
*(**) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level
L.R. rejects any cointegration at 5% significance level
Unnormalized Cointegrating Coefficients:
DINTR SOLCOUR
-0.009290 7.78E-06
0.009307 -4.47E-05
Normalized Cointegrating Coefficients: 1 Cointegrating Equation(s)
DINTR SOLCOUR
1.000000 -0.000837
(0.00130)
Log likelihood -319.0764
Cette équation de cointégration suggère que le ratio de la dette intérieure est plutôt
stationnaire. Cela voudrait dire que cette dette publique intérieure est tout simplement
soutenable. Ceci n’est pas le cas de la dette extérieure qui, elle, n’est pas stationnaire et ne
cointègre pas avec le solde courant de la balance extérieure. Et pourtant, nous avons vu que
cette dette extérieure a cessé d’augmenter depuis 1984. Ce qui a cependant été testé ici était la
stabilité d’une relation linéaire entre cette dette extérieure et le compte courant extérieur.
-107-

III- De la taille optimale de l’Etat
Dans ce chapitre, il sera question dans une première section d’une tentative d’apprécier la
signification des relations économétriques pouvant être a priori soupçonnées entre la
croissance économique au Maroc et les dépenses publiques. Dans la seconde section, une
étude qualitative de ces relations viendra pallier l’insuffisance de leur signification
économétrique et la difficulté de retenir l’idée à la base de ce chapitre, à savoir qu’il y aurait
une relation en cloche entre les dépenses publiques et la croissance économique et que donc il
existerait un niveau des premières maximisant cette dernière. Ce qui correspondrait donc à la
taille optimale de l’Etat. Car, en dessous, on aurait une croissance économique inférieure au
potentiel et, au dessus, on aurait une croissance freinée par des dépenses publiques excessives.
III-1 Etude économétrique de la relation dépenses publiques/croissance économique
Considérées comme une action positive sur la demande effective ou un moyen qui peut
favoriser l’expansion et l’efficacité des investissements privés, les dépenses publiques sont
supposées être porteuses de croissance économique. Cependant, un niveau excessif des
dépenses publiques peut entraîner un détournement de la demande, un accroissement du
besoin de financement de l’Etat et une éviction des investissements privés. Cela peut peser
lourdement sur l’économie, perturber le fonctionnement du système et en freiner la
croissance. Logiquement, il y aurait ainsi une taille optimale de l’Etat ou de ses dépenses
correspondant à une croissance économique maximale qu’il y a lieu de déterminer.
Parmi les travaux récents portant sur la mesure de la taille optimale l’Etat, on trouve
l’approche développée en 1998 pour le cas des USA, par R. K. Vedder et L.E. Gallaway.
Cette approche est connue sous le nom de la "courbe d’Armey".
La construction de la "Courbe d’Armey" repose sur le raisonnement mené ci-dessus, lequel
suggère que la relation existant entre les dépenses publiques et la croissance économique est
une courbe de la forme de U inversé. Cette courbe d’Armey considère en fait le taux de
croissance g en % en fonction du rapport des dépenses publiques sur le PIB (G/PIB), comme
on peut le voir sur la figure suivante :
O ou g%
(s.o)*
Cette courbe est une fonction du type suivant :
-108-
G/PIB

g%= A+ b (G/PIB) –c (G/PIB) 2 + ... (d’autres variables)
La valeur numérique du seuil "idéal" doit pouvoir être estimée au moyen de tests
économétriques adéquats.
Voyons ce qu’il en est réellement pour l’économie marocaine. Et pour cela,
considérons dans un premier temps la relation entre la croissance économique globale et la
croissance du budget de l’Etat. Ce n’est que dans un deuxième temps que la courbe d’Armey
sera testée. Dans le troisième et dernier point, d’autres pistes de recherche seront explorées.
1- Croissance et expansion budgétaire au Maroc
Voyons d’abord s’il existe quelque relation que ce soit entre la croissance du PIB et la
variation des dépenses publiques. Voilà le nuage de points dans le plan de ces deux variables :
Var PIB courant
-20,00
%
Var PIB en fonction de VAR des dépenses publiques (1970-2002)
100,00%
80,00%
60,00%
40,00%
20,00%
0,00%
-10,00 0,00% 10,00% 20,00% 30,00% 40,00% 50,00% 60,00% 70,00% 80,00% 90,00%
-20,00%
%
-40,00%
VAR Dépenses publiques totales
Le nuage ci-dessus ne suggère aucune courbe, sinon une courbe en S couché. Ce qui
correspondrait à une équation d’un degré plus élevé que celui retenu par la courbe d’Armey.
Rapprochons maintenant les recettes publiques plutôt que les dépenses de la même
croissance. Voilà ce que l’on obtient :
-109-

Le nuage ci-dessus n’est pas meilleur. Passons à la courbe d’Armey.
2- Courbe d’Armey
Voici le nuage que l’on obtient dans le plan des dépenses publiques en pourcentage du
PIB et de la croissance du PIB.
Var PIB
Var PIB en fonction du ratio dépenses publiques / PIB (1970-2002)
15,0%
10,0%
5,0%
0,0%
-5,0%
-10,0%
y = -408,31x 4 569,6x + 3 287,17x - 2 62,259x - 4,8727 +
R 2 0,0905 =
0% 10% 20% 30% 40% 50%
Dépenses publiques / PIB
Le nuage obtenu qui n’a aucune forme mathématique est ajusté par Excel avec une
courbe de quatrième degré. Cela voudrait dire qu’en dessous de 30%, il y aurait un ratio
optimal à ne pas dépasser pour le rapport G/PIB si l’on veut maximiser la croissance du PIB,
ce niveau optimal se situerait autour de 26%. Toutefois, si les dépenses publiques dépassaient
30% du PIB, il n’y aurait plus de maximum pour ce ration pour maximiser la croissance, au
contraire. Il y aurait plutôt un minimum, près de 35%, au-delà duquel il n’y aurait pas de
limite. Plus on augmenterait le poids de l’Etat, plus la croissance deviendrait vigoureuse.
C’est ce qui est suggéré par la courbe d’ajustement. Mais enfin, n’accordons pas beaucoup de
crédit à cela puisque le R carré n’est que de 0.0905 !
-110-

Alors, ce sont peut-être les seules dépenses publiques d’investissement plutôt que les
dépenses totales qu’il faudrait rapprocher de la croissance, puisque ce sont précisément ces
dépenses d’investissement qui sont censées engendrer la croissance. Voyons le nuage ainsi
obtenu :
Var PIB
15,0%
10,0%
5,0%
0,0%
-10,0%
Var PIB en fonction du ratio dépenses publiques d'investissement / PIB
(1970-2002)
0% 5% 10% 15% 20% 25%
-5,0%
Dépenses publiques d'investissement / PIB
La forme du nuage n’est pas non plus encourageante. On peut essayer de rapprocher
de la croissance d’une année, plutôt qu’avec les dépenses publiques (en pourcentage du PIB)
de la même année, avec celles de l’année précédente, en accordant ainsi un délai d’un an à ces
dépenses pour se traduire en variation du PIB. Voilà le nuage obtenu :
Croissance du PIB(N)
Croissance économique (N) en fonction du ratio
Dépenses publiques totales/PIB (N-1) de 1970 à 2002
15%
10%
5%
0%
-5%
-10%
y = -0,8586x 2 + 0,5965x - 0,0582
R 2 = 0,0066
0% 5% 10% 15% 20% 25% 30% 35% 40% 45%
Dépenses publiques totales (N-1)
L’ajustement par une courbe du second degré est de très mauvaise qualité (R carré est
égal à 0.0066). Si l’on n’en tient pas compte, on pourra dire que le niveau optimal des
dépenses publiques totales se situe aux environs de 32% du PIB.
-111-

Si l’on retient ce décalage d’une année avec les dépenses d’investissement plutôt
qu’avec les dépenses totales, voilà ce que l’on obtient :
Croissance du PIB(N)
Croissance économique (N) en fonction du ratio
Dépenses publiques d'investissement /PIB (N-1) de
1970 à 2002
15%
10%
5%
0%
-5%
-10%
y = -3,8261x 2 + 0,9744x - 0,0084
R 2 = 0,0232
0% 5% 10% 15% 20% 25%
Dé pe n s es publiques d'investissement (N-1)/PIB
Cela améliore la qualité de l’ajustement. Mais il reste de très mauvaise qualité (R carré
est égal 0.0232). La courbe suggère un niveau optimal des dépenses publiques
d’investissement de l’ordre 14% du PIB.
Evidemment, on peut penser, comme le prévoit le modèle même appelé courbe
d’Armey, à ajouter d’autres variables indépendantes et améliorer ainsi la qualité de
l’ajustement par une équation du second degré de manière à pouvoir déterminer le niveau du
ratio des dépenses publiques qui maximise la croissance économique. Cela augmenterait le
coefficient global de corrélation entre les variables indépendantes retenues (dont les dépenses
publiques) et la croissance. Mais cela n’augmenterait point la corrélation entre les seules
dépenses publiques et la croissance économique.
Vu les mauvais résultats obtenus dans ce qui précède, il importe d’explorer d’autres
pistes de recherche pour essayer de voir un peu plus clair dans la relation supposée par la
courbe d’Armey entre les dépenses publiques et la croissance.
-112-

3- Exploration d’autres pistes
Vu les structures économiques qui sont celles du Maroc, nous avons décidé d’éliminer
du PIB la valeur ajoutée agricole dont l’évolution ne pourrait guère s’expliquer par des
dépenses publiques, qu’elles soient totales ou d’investissement. Retenons donc le seul PIB
hors agriculture pour voir si son évolution est influencée par les dépenses publiques.
Considérons pour commencer la relation entre la variation du PIB hors agriculture et
la variation des dépenses publiques. Voici le nuage que l’on obtient :
C’est plutôt une droite horizontale que suggère le nuage. Cela voudrait dire que la
croissance du PIB hors agriculture est stable et indépendante des dépenses publiques. Excel
propose une courbe de quatrième degré de très mauvaise qualité (R carré égal à 0.15).
Au lieu des dépenses publiques totales, considérons le ratio par rapport au PIB de ces
dépenses publiques totales. Voilà ce que l’on obtient :
-113-

C’est une courbe en U qui est suggérée. En dessous d’un minimum, toute
augmentation du ratio des dépenses publiques entraîne une diminution de la croissance. Audelà
de ce seuil, toute augmentation du ratio accélère la croissance économique hors
agriculture. On est loin de la courbe d’Armey.
Si, maintenant, on ne considère que les dépenses publiques d’investissement, voilà ce
qu’on obtient :
Var PIB non agricole en fonction du ratio investisse m e nts publics
/ PIB (1970-2002)
Var PIB non agricole
20,00%
15,00%
10,00%
5,00%
0,00%
0% 5% 10% 15% 20% 25%
-5,00%
Dépenses publiques d'in ve sti sse m e nt / PIB
Le nuage ne correspond à rien. C’est que le PIB hors agriculture ne dépend ni des
dépenses publiques totales, ni des dépenses publiques d’investissement. Dépend-t-il du PIB
agricole ? Voilà la relation liant les variations des deux PIB total et hors agricole :
-114-

Var PIB
Var PIB en fonction de Var PIB agricole (1970-2002)
y = 0,1317x + 0,0351
R 2 0,6078 =
15,0%
10,0%
5,0%
0,0%
-5,0%
-10,0%
-60% -40% -20% 0% 20% 40% 60% 80% 100%
Var PIB Agricole
La relation est forte (R carré égal 0.61). Cela voudrait dire que la croissance du PIB
total est expliqué à 60% par les variations du PIB agricole. Quels facteurs expliquent-ils les
40% restants ? Tel n’est pas notre propos. En tous cas, les dépenses publiques n’interviennent
que dans une très faible mesure comme le montrent le tableau et le graphique ci-après :
-115-

100,0%
80,0%
60,0%
40,0%
20,0%
0,0%
-20,0%
Croissance économique et croissance des dépenses publiques totales
Années Var PIB en DH
constant (80) en %
VAR dépenses
publiques totales en %
1970 5,0 -
1971 6,0 4,50
1972 2,0 11,07
1973 4,0 6,54
1974 6,0 78,10
1975 9,0 34,89
1976 12,0 36,03
1977 6,0 21,14
1978 2,0 -10,57
1979 5,0 24,28
1980 4,0 14,15
1981 -1,0 19,82
1982 7,0 14,23
1983 2,0 -9,47
1984 2,0 1,27
1985 4,0 19,67
1986 6,0 16,19
1987 1,0 -6,08
1988 10,0 20,33
1989 9,0 9,57
1990 4,0 1,92
1991 7,0 12,75
1992 -4,0 9,22
1993 -1,0 8,74
1994 10,0 5,89
1995 -7,0 4,83
1996 12,0 3,00
1997 -2,0 2,15
1998 8,0 12,18
1999 0,0 6,59
2000 1,0 9,69
2001 6,0 13,59
2002 3,0 -9,16
Evolution de la croissance économique et de la croissance des dépenses
publiques totales au Maroc (1970-2002)
1970
1973
1976
1979
1982
1985
1988
1991
1994
1997
2000
Var PIB
en DH
constant
(80)
VAR
dépenses
publiques
totales -
Pourquoi ? Cela semble en grande partie dû à la structure de ces dépenses. C’est ce
que nous allons voir dans la section suivante.
-116-

III-2 Analyse du contenu des dépenses publiques
Après les pics enregistrés en 1976-77 dus à la mise en œuvre d’une politique volontariste en
matière d’investissement et ceux de 1981-82, année de sécheresse terrible, les dépenses
publiques (y compris les dépenses des collectivités locales) ont été stabilisées à 30% du
PIB ‡‡‡ . Ce poids est relativement similaire à ce qui est observé en Egypte et en Tunisie et il est
largement supérieur aux chiffres enregistrés dans des pays du Sud-Est Asiatique à structures
économiques comparables à celles du Maroc.
Ce qui nous intéresse, c’est toutefois la structure et l’évolution des différentes composantes
des dépenses publiques ainsi que le poids grandissant des dépenses ordinaires. C’est ce que
montre le tableau suivant :
Période Dép Ord./ Dép Totales D.O. du Trésor / PIB
1980-1989 73.6 21.5
1990-1995 80 21.2
1996-2002 82.4 22.3
Source : Direction de la politique économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003.
1- Dans les dépenses ordinaires, ce sont les dépenses salariales qui ont le plus contribué au
glissement observé. Elles représentent en 2003 près de 13% du PIB. L’effort qui a été fourni
durant la période de mise en œuvre du programme d’ajustement structurel (PAS) pour
ramener le poids de la masse salariale de 11.5% en 1983 à 9.2% en 1986 semble anéanti.
C’est ce qui apparaît dans le tableau suivant :
Période Masse salariale Masse salariale
/ Dép totales / PIB
1980-1989 35.3 10.3
1990-1995 39.6 10.5
1996-2002 43.2 11.7
Source : Direction de la politique économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003.
2- L’accroissement du poids de la masse salariale n’est pas la résultante d’une progression de
la population des fonctionnaires. C’est le Maroc qui a, dans la fonction publique, l’effectif le
moins important en termes relatifs dans les pays de la rive sud de la Méditerranée : moins de
2.5% de la population totale. Mais le niveau des rémunérations est certainement le plus élevé
en termes de pouvoir d’achat. Ces indications statistiques cachent toutefois de très fortes
inégalités dans la répartition des salaires dans la fonction publique.
L’inégalité dans la répartition est-elle synonyme d’une plus grande efficience du
fonctionnement de l’administration ? L’administration marocaine réussit-elle à concurrencer
le privé dans l’attraction des cadres les mieux formés – ou inversement réduit-elle la
motivation de ses employés et ses cadres d’exécution ?
L’absence de recherches sur les rendements et leurs évolutions dans les différents secteurs de
l’administration permet difficilement l’affirmation d’un point de vue cohérent sur cette
question. Néanmoins le glissement observé ces dernières années limite fortement la marge de
‡‡‡ La médiane de la série du ratio « dépenses publiques totales / PIB », de 1970 à 2002, est égale à 29,14%
-117-

manœuvre des pouvoirs publics. La mise en œuvre d’une véritable politique salariale qui
s’appuierait sur l’évolution de l’efficience de l’appareil administratif s’avère ainsi nécessaire.
Pour ce qui est des dépenses d’intérêts de la dette, leur poids est moins important que durant
la première moitié de la décennie 90. Précisément parce que les instruments mis en place pour
dynamiser la gestion de la dette extérieure ont permis d‘améliorer la structure de ses taux
d’intérêt et de réduire son poids. Mais ces instruments semblent avoir atteint leurs limites et
ne peuvent pas bien entendu bénéficier à la gestion de la dette domestique dont le poids ira
s’accroissant. L’absorption d’une partie des surliquidités du système bancaire par le Trésor
public semple actuellement produire plus de vertus que d’inconvénients pour l’économie
marocaine. En tout cas pour le secteur bancaire qui réussit ainsi à limiter la baisse de la marge
d’intermédiation observée ces dernières années. Des effets d’éviction de l’investissement sont
toutefois à craindre en cas d’amélioration des conditions de la demande de crédits bancaires.
Période Charges totales
d’intérêts /
Dépenses Totales
Int de la
dette ext /
D T
Int de la
dette inter /
DT
Intérêts dette
tot / PIB
1980-1989 18.5 12.9 5.7 5.4
1990-1995 21.8 12 9.9 5.8
1996-2002 18.7 6.8 11.8 5.11
Source : Direction de la politique économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003.
3- L’amélioration de la gestion de la dette extérieure a été accompagnée par d’importants
efforts en matière de réduction des dépenses de subvention. Ces dernières ont culminé à la
veille de la mise en œuvre du PAS à 7,3% des dépenses totales du Trésor (2,7% du PIB) alors
que les bénéfices que les populations cibles sont censées tirer de ces dépenses apparaissaient
des plus limités. Les remous sociaux engendrés par des réductions importantes et brutales de
ces dépenses (ramenées à 1,5% des dépenses totales et 0,4% du PIB en 1987) ont incité les
pouvoirs publics à mieux les cibler et à les engager de manière progressive. Il y a tout lieu de
penser que les niveaux atteints actuellement (1,5% des dépenses totales et 0,6% du PIB) ne
seront plus dépassés et continueront même de baisser.
Période Dép d’invest Dép d’invest
hors TVA / DT hors TVA /PIB
1980-1989 26.4% 7.7
1990-1995 20 5.3
1996-2002 17.6 4.8
Source : Direction de la politique économique générale, Tableau de bord des finances publiques, 2003.
La réduction des dépenses d’intérêt et de subventions ne compense toutefois pas
l’augmentation de la masse salariale. C’est par la baisse des dépenses d’investissement que
l’Etat a réussi à contenir la progression des dépenses publiques. La réduction des dépenses
d’investissement peut trouver sa cohérence dans la volonté de l’Etat de se désengager des
activités de production à condition qu’elle n’affecte pas les dépenses susceptibles d’améliorer
l’environnement économique de l’entreprise. L’absence d’informations précises sur la nature
et la ventilation des dépenses publiques d’investissement réellement engagées empêche
toutefois l’évaluation des implications de la réduction de ces dépenses.
-118-

Pour établir une relation significative entre les dépenses publiques et la croissance permettant
de déterminer une taille optimale de l’Etat, l’action des pouvoirs publics marocains apparaît
indispensable aussi bien au niveau des dépenses publiques que des recettes fiscales. Il semble
indispensable de mettre en place un mécanisme permettant une maîtrise durable de l’évolution
de la masse salariale (ceci n’est pas impossible vu la faiblesse des effectifs des fonctionnaires,
l’augmentation de leur moyenne d’âge et la forte inégalité qui caractérise les salaires).
Comme les charges d’intérêts sont relativement stabilisées, l’amélioration des recettes fiscales
pouvant être obtenue par une réforme en profondeur de la fiscalité (élargissement de
l’assiette, fiscalisation de l’agriculture, limitation des exonérations fiscales et amélioration du
rendement de l’impôt) permettrait de dégager des fonds suffisants pour une augmentation
significative du niveau des infrastructures de base susceptibles de créer un environnement
favorable à l’investissement productif et à la croissance.
III-3. Essai d’explication de la faiblesse de la relation dépenses publiques/croissance
L’évolution erratique du PIB en monnaie constante peut être, à l’exception des années 1975,
76 et 77, difficilement comparée à celle des dépenses publiques d’investissement et encore
moins à celle des dépenses publiques totales. Cette situation s’explique par les éléments
suivants.
1- La part encore importante de l’agriculture dans la formation du PIB – en moyenne 14-
15% selon les années. Malgré les efforts en matière d’irrigation, d’équipement et de
modernisation de pans importants de ce secteur et de diversification des produits à
l’exportation, les variations de la demande globale (en biens de consommation et biens
d’investissement privé) dépendent encore et dans une large mesure des revenus
agricoles.
2- Les changements dans la conduite de la politique commerciale, fortement
protectionniste et entièrement tournée vers le marché intérieur durant la période
précédant la mise en œuvre du PAS en 1983, c’est-à-dire celle pendant laquelle la
demande globale était alimentée principalement par les dépenses publiques. Ce
processus de croissance autoentretenu observé, de type keynésien, a permis à
l’économie de progresser de 1974 à 1982 à un rythme soutenu (plus de 5% en
moyenne annuelle) a très rapidement rencontré ses limites à travers la crise des
finances publiques en 1982-83. La politique d’ouverture et de libéralisation du
commerce extérieur du Maroc entamée en 1983 par le développement des industries
orientées vers les marchés extérieurs, par l’adhésion du Maroc au GATT en 1987 et
accompagnée d’un désengagement de l’Etat des activités de production et partant
d’une importante baisse des investissements publics a permis le maintien d’un rythme
moyen de croissance assez vigoureux, particulièrement durant la période 1988-91 et
cela malgré une très importante réduction des dépense publiques. Le dynamisme
économique observé durant cette période devrait sans doute être tempéré par la prise
en compte de conditions particulières – un marché intérieur encore fortement protégé
-119-

et des exportations dans le cadre de la sous-traitance internationale (confection,
bonneterie et composants électronique) à l’abri de la concurrence internationale.
3- L’accélération du mouvement de libéralisation commerciale depuis l’entrée en vigueur
de l’accord d’association avec l’Union Européenne coïncide avec la baisse du rythme
de la croissance économique.
Annexe du chapitre
Evolution de la croissance économique et des ratios dépenses
publiques totales/PIB et dépenses publiques d’investissement/PIB
Années croissance du
PIB constant
en %
Dépenses
publiques
totales /PIB en
%
Dépenses
publiques
d’investissement
/ PIB en %
1970 5 23,92 6,75
1971 6 22,78 6,05
1972 2 22,37 5,90
1973 4 22,68 5,67
1974 6 32,57 8,37
1975 9 32,42 12,24
1976 12 39,29 19,64
1977 6 39,29 20,71
1978 2 30,91 12,02
1979 5 33,99 14,53
1980 4 34,03 12,21
1981 -1 37,16 12,53
1982 7 36,49 13,85
1983 2 31,19 8,44
1984 2 30,13 6,51
1985 4 28,63 6,41
1986 6 27,48 7,34
1987 1 26,18 6,08
1988 10 27,54 6,51
1989 9 28,39 7,34
1990 4 27,48 7,28
1991 7 26,02 6,19
1992 -4 28,30 6,97
1993 -1 29,76 7,84
1994 10 28,09 6,81
1995 -7 29,20 6,99
1996 12 26,53 5,20
1997 -2 27,19 5,34
1998 8 28,34 5,99
1999 0 30,16 6,38
2000 1 31,51 7,40
2001 6 31,70 7,58
2002 3 28,00 5,74
Source : Trésor et Rapports de BAM
-120-

IV- Conclusions
Essayons pour conclure de tirer de l’ensemble des trois chapitres précédents quelques
enseignements pour une meilleure gestion des finances publiques du Maroc.
Les périodes de plus d’Etat, comme celles de moins d’Etat, coïncident au Maroc avec des
périodes durant lesquelles la croissance soutenue et la stagnation, voire la récession alternent
aisément. Cependant, le mieux d’Etat est une démarche de longue durée dont les résultats ne
pourront être réellement perceptibles qu’au terme d’une période de temps assez longue. Le
Maroc s’est engagé, peut-être de manière assez laborieuse, dans cette voie ; celle permettant
la réalisation d’un environnement économique favorable au développement de l’entreprise.
Cette action pourrait néanmoins être accompagnée par une politique plus volontariste dans
l’élimination de poches de rentes, notamment en matière fiscale.
Le nombre et l’ampleur des exonérations fiscales créent souvent des effets discriminatoires
préjudiciables au développement de l’investissement privé. Elles privent le Trésor public
d’importantes ressources. La non-fiscalisation de l’agriculture, si elle trouve peut-être quelque
justification sur le plan économique et social pour les petits agriculteurs, n’est en fait qu’une
subvention-rente accordée aux grands exploitants agricoles.
L’amélioration des ressources à dégager d’une profonde réforme fiscale, conjuguée à une
meilleure maîtrise des dépenses par une réforme de l’Administration fondée sur
considérations d’efficience et de rentabilité économique et sociale, permettrait aux pouvoirs
publics de mieux cibler les dépenses en vue du développement de l’infrastructure de base
(eau, électricité, routes, logements…) et de porter davantage son effort sur l’amélioration des
systèmes éducatif et de santé.
Sources des données statistiques utilisées dans l’étude :
1- Rapports annuels de la banque centrale du Maroc, Bank Al Maghrib pour toute la
période 1970-2002.
2- Tableaux de bord des finances publiques, Direction de la politique économique
générale, Ministère des Finances et de l’Economie, 2003.
3- Statistiques annuelles du Trésor, Maroc, pour plusieurs années de la période.
Références bibliographiques :
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efficiency: Theory and evidence", Review of Economic Studies, n° 56, p. 1-20.
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- Blanchard, O.J., Chouraqui, J-C., Hagemann, R.P. et Sartor, N. (1990) : "La soutenabilité de
la politique budgétaire : nouvelles réponses à une question ancienne", Revue économique
de l’OCDE, n° 15, p. 7-38.
- Bohn,H. (1995) : “The sustainability of budget deficits in a stochastic economy”, Journal of
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- Dickey D.A. & Fuller W.A. (1981) : “Likelihood ratio statistics for autoregressive time
series with unit root”, Econometrica, Vol 49, pp 1057-1072.
-121-

- Engle R.F. & Granger C.W.J. (1987): “cointegration and error correction : representation,
estimation and testing”, Econometrica, vol 55, pp 251-276.
- Fève P. et Hénin P.Y. (1998) : "Une évaluation économétrique de la soutenabilité de la dette
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- Hamilton, J.D. et Flavin, M.A. (1986) : “On the limitations of government borrowing : A
framework for empirical testing”, American Economic Review, n° 76 (4), p. 808-819.
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Wider, Discussion paper N 0 2001/71, 36 p.
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n° 104-3, (1-17).
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Foreign Debt”, Journal of Macroeconomics, Vol. 22, n° 2, p. 207-227.
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of Business and Economy Statistics, vol. 13, pp.409-417.
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Revista de Economia Aplicada, Sao Paulo.
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and revenue smoothing”, Journal of Economic Dynamics and Control, n° 12 (1-2), p. 111-
127.
- Trehan, B. et Walsh, C.E. (1991) : “Testing intertemoral budget constraints: Theory and
applications to U.S Federal budget and current account deficits”, Journal of Money, Credit,
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- Vedder R.K. et Gallaway L.E. (1998) : “Government Size and Economic Growth”, dec.
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present-value budget constraint”, Journal of Money, Credit, and Banking, n° 21 (3), (291-
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Policy for Sustainable Growth”, The World Bank Economic Review, vol.3, N° 3, p. 297-
320.
-122-

Faculté de Droit
de Marrakech
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
La soutenabilité du déficit budgétaire.
Cas du Maroc : 1970 : I – 2001: IV
Etude réalisée par :
Abdelkader ELKHIDER * Chakib Tahiri* El Mustapha Kchirid*
Faculté de Droit de Marrakech, Maroc
Version du 21 mars 2004
* Enseignants chercheurs, Faculté de Droit de Marrakech. Maroc.
-123-

Le problème de la dette, qualifié de fardeau, touche aussi bien les économies dites à
revenu intermédiaire que les économies à faible revenu ; ce fardeau a reçu une attention
particulière ces derniers temps. La communauté internationale a commencé par reconnaître le
problème et a essayé par la suite de le résoudre. Plusieurs questions peuvent être posées dans
ce sens. Quand peut on dire que la dette n’est pas soutenable ? Peut-on séparer la dette externe
de la dette interne (Brason 1990) ? Comment peut-on examiner la soutenabilité en relation
avec son contexte macro-économique ?
Dans ce sens, Brason (1990) considère la soutenabilité de la dette comme un élément
intégrant la stabilité macro-économique, des interactions entre des variables de politique
économique (politique de la dette, politique fiscale et politique de taux de change), des
variables de sorties (PIB, exportation et croissance) et les conditions économiques
internationales. Cette interaction définit conjointement la position du pays vis-à-vis de la
soutenabilité. Il faut préciser tout de suite que la soutenabilité est perçue comme condition de
stabilité dans un contexte déterministe et comme une condition de stationnarité dans un
contexte aléatoire. La soutenabilité implique donc une relation temporelle à long terme.
Le Maroc est un pays endetté qui, depuis un certain nombre d’années, a intégré les
accords de l’OMC et les accords d’association avec l’Union européenne, avec des contraintes
de convergence telle que la réduction de son déficit à une valeur de 1,6 % à l’horizon 2001-
2002.
Ces accords et cette contrainte risquent de remettre en cause les équilibres macroéconomiques
déjà acquis suite à une période éprouvante d’ajustement structurel ; ils risquent
aussi de mettre à l’épreuve l’économie marocaine surtout les secteurs dits abrités. La
soutenabilité apparaît donc comme une des solutions possibles ; son interprétation et sa
mesure exigent le recours à des méthodes statistiques dérivées de la cointégration pour tester
sa validité empirique.
Notre propos s’articule donc autour de trois points : dans un premier point, on va
examiner la structure et l’évolution de la dette externe au Maroc ; dans un deuxième point, on
va présenter le cadre macro-économique et les tests relatifs à la cointégration et dans un
troisième point, on présentera l’étude empirique de la soutenabilité de la dette.
-124-

1. Evolution et Structure de la Dette Externe au Maroc
Le but de l’endettement était au départ le financement de l’investissement et le
financement des déséquilibres de la balance commerciale. Par la suite, la dette s’est révélée
génératrice de déséquilibre croissant plutôt que de véritable croissance économique ; on
s’endette pour financer la dette. Deux grandes périodes peuvent être distinguées au regard de
la structure de la dette :
(i) la première période, de l’indépendance jusqu’en 1975, où l’on constate une évolution
faible de la dette et où les prêts d’origine publique prédominent ; ces emprunts étaient
dominées par la France et les USA de 1956 à 1964 et, à partir de cette date, par l’intervention
des organismes financiers internationaux ;
(ii) la deuxième période, qui commence à partir de 1975, va connaître le recours massif
aux prêts d’origine privée.
1.1. Les prêts bilatéraux
L’endettement bilatéral se caractérise par sa douceur aussi bien au niveau de ses
exigences (emprunts à long terme) qu’au niveau du taux d’intérêt, relativement faible :
Tableau 1 : les prêts Bilatéraux de 1960 à 1975 (en millions de dollars)
Année 1960 1963 1965 1967 1969 1970 1971 1972 1973 1974
Prêts de
l’année
Prêts
français
Prêts
américains
Preste
allemands
216 227 216 443 421 657 748 502 320 614
216
100%
136
59,8%
91
40,1%
248
40,5%
185
30,2%
53
8,6%
161
36,3%
135
30,5%
105
23,7%
81
19,8%
177
42,1%
24
5,6%
101
15,4%
258
39,3%
84
12,8%
109
14,6%
293
39,2%
133
17,8%
139
27,6%
124
24,7%
51
10,1%
26
8%
101
31,4%
40
12,5%
L’encours total pour ces catégories de dette se chiffrait à 1218 millions de dollars dont
980 millions de crédits bilatéraux. Les prêts d’origine américaine sont essentiellement
destinés à financer des exportations américaines, les prêts français sont dirigés vers le
-125-
192
31,2%
36
5,8%
49
7,9%

financement de projets économiques ; quant aux prêts d’origine allemande, ils sont destinés à
l’infrastructure. L’ensemble de ses prêts est caractérisé par des irrégularités manifestes
(tableau 1) ; cela est dû au rythme irrégulier des lancements d’appels d’offre.
1.2. Les Prêts Multilatéraux
Les aides multilatérales provenaient essentiellement de la BIRD et étaient destinées, en
premier lieu, à la BNDE (47 %), au financement du budget public (28,5 %) et au déficit de la
balance des paiements.
L’encours de la dette, qui était de 1 800 millions de dollars, va atteindre 12 337 millions
de dollars en 1982. Cette situation va connaître une mutation de taille, puisque à partir de
1975, la dette d’origine privée va se développer au détriment de la dette publique. Les
conditions de ce type de dette sont très contraignantes puisque la charge se calcul au taux du
Libor plus une commission.
1.3. La crise de la dette et le Programme d’Ajustement structurel
Face à des déséquilibres financiers importants, les pouvoirs publics vont opter pour une
politique dite d’ajustement structurel (PAS) en étroite liaison avec les institutions financières
internationales pour l’exécution du rééchelonnement de la dette de 1983 à 1992, aussi bien
avec le Club de Paris (dette bilatérale) qu’avec le Club de Londres (dette bancaire privée). Au
même moment, le Maroc va arrêter les appels d’offres à cause des contraintes du PAS. L’aide
publique est restée active surtout pour le financement des investissements de l’Etat. L’aide
des pays arabes du Golfe va continuer aussi à croître, surtout pour financer des projets
d’équipements hydrauliques ou bien relatifs à l’agriculture ou à des achats d’armement.
L’évolution de la dette a suivi les étapes décrites ci-dessus, sa charge aussi. C’est ainsi
que l’on peut constater que la dette est un phénomène cumulatif et pose le problème de la
solvabilité de l’Etat.
-126-

2. Le Cadre Macro-Economique
Le cadre macro-économique tel qu’il était défendu par Mundell (1962), suppose un taux
d’inflation nécessitant une réduction du déficit primaire ou bien un accroissement du surplus.
Si le taux d’intérêt réel domestique est inférieur au taux d’intérêt international, il y a fuite des
capitaux et donc diminution des réserves. La politique monétaire ne peut financer le déficit
que si :
r > r * + de + rp
où r est le taux d’intérêt domestique, r * est le taux d’intérêt international, de est le taux de
change et rp la prime de risque englobant le risque de marché sur les actifs en monnaie locale
et le degré de mobilité du capital.
D’autres approches analysent le problème de la dette dans un cadre de solvabilité du
pays. Dans ce sens, la dette est analysée en liaison avec aussi bien le déficit budgétaire et le
déficit de la balance courante qu'avec les exportations et les importations. Une dette qui n’est
pas soutenable signifie que le pays est en perte de solvabilité. L’interprétation de cette
dernière approche peut se faire empiriquement en terme de cointégration.
Plusieurs méthodes de tests ont été proposées dans ce sens ; une synthèse est présentée
dans le tableau ci après.
Etude Pays Données Hypothèses
auxiliaires
Méthode Conclusions
Flavin USA Déficit primaire et
Test de stationnarité Les 2 sont stationnaire une
Hamilton(1986) 1960 seigneuriage stock réel
du déficit et de la soutenabilité de la politique
1984 de la dette
dette
fiscale
Wilcox ( 1989) USA Prix du marché de la La dette est générée Dette stationnaire Dette stationnaire la moyenne 0
1960 dette et
par un processus avec moyenne zéro La politique fiscale est non
1984 remboursements réel de
la dette publique
ARMA
soutenable
Trahan et Wash USA Les dépenses réelles les Taux d’intérêt réel Le déficit incluant les Rejet de la non stationnarité
(1988) 1890 intérêts réels payés constant recettes et payements réels des une politique fiscale soutenable
1986 revenu réel et
dépenses
intérêts est
seigneuriage
stationnaires ou non stationnaire
Trahen et Walsh USA 1960 Données de Flavin et
Test de stationnarité Dette stationnaire Politique
(1991) 1984 Hamilton
de la dette réel
incluant les intérêts
fiscale soutenable
Hakkio et Rush USA Recettes et dépences Taux d’intérêts réel Si recettes et La cointegration est fondée pour
(1991) 1950 :II incluant les intérêts stationnaire depenses dépences sont toute la période mais non pour la
1980 :IV
du gouvernement et cointegrées
période 1976 :III 1988 :IV, donc
recettes stationnaires
la politique fiscale récente n’est
en différence
pas soutenable
Corsetti Robini OCDE Dette publique Test de stationnarité Résultats mixtes
(1991) 1960
sur la dette avec
1989
drift>0 ou un trend
Ahmed Rogers USA Recettes dépences et
Recettes, dépenses et Pour les deux pays le vecteur de
(1995) 1972 les intérêts payés
intérêts sont cointégration
1992
cointegrés avec un (-1,1,1) est fondé la politique
UK
vecteur
fiscale des 2 pays est soutenable
1692 1992
(-1,1,1)
-127-

Le présent travail utilise le test de Trehan et Wash (1991) appliqué aussi par Jondeau
(1988) au cas Français et le test d’Ahmed et Rogers (1995).
3. Le Test de Trehan et Wash
Trehan et Wash se basent sur le travail de Hamilton en ajoutant un test de cointégration
basé sur la contrainte budgétaire. Ce test est appliqué par Jondeau en plusieurs étapes.
La procédure de Jondeau s’écrit de la manière suivante :
Test 1 Test 2 Test 3 Soutenabilité
H0 : stationnaire Oui
H0 : non cointégration Non
H1 : non
stationnaire
H0 : vecteur de
cointégration (1 ; -1)
H1 : cointegration H2 : vecteur de
cointegration (1 ; -b) b0
On test d’abord H0, la stationnarité des recettes et des dépenses globales (test 1). S’il y a
non-stationnarité en niveau mais stationnarité en différence, on teste alors l’hypothèse H0
l’absence de relation de cointégration entre recettes et dépenses globales (test 2). Enfin si ces
variables sont cointégrées, on teste l'hypothèse H0 selon laquelle le vecteur de cointégration
serait égal à (1 ; -1) (test 3).
4. Test d’Ahmed et Rogers
Ahmed et Rogers considèrent la différence première de la contrainte budgétaire et pour
cela la soutenabilité suppose l’existence d’une relation de cointégration entre Gt rt-1, Dt-1 et Tt
avec un vecteur de cointégration (1,- 1, -1), ce qui est équivalent au fait que :
Dt = Gt + rt-1Dt-1 - Tt est stationnaire. Ils appliquent cette méthode au cas des USA entre 1792
et 1992 et ils concluent à l’existence d’un vecteur de cointégration (1, -1, -1).
5. La Soutenabilité de la Dette Externe
Les données que nous avons utilisées sont prises simultanément de la base des données
IFS (CD 2003) de la base des données GDF de la Banque Mondiale (CD : GDF 2002).
-128-
Oui
non

Les variables utilisées sont les dépenses y compris la charge de la dette et les recettes
pour le modèle un. Pour le modèle deux, on a pris les dépenses sans la charge de la dette, la
charge de la dette et les recettes.
Les dépenses y compris la charge, les dépenses sans la charge de la dette et les recettes sont
prises trimestriellement de la base des données IFS (CD 2003) ; il faut signaler à ce propos
l’absence de données trimestrielles disponibles surtout au sein de la période d’ajustement,
pour la reconstruction desquelles nous avons utilisé un système d’interpolation autoregressif
d’orde 1. Pour la charge de la dette, nous avons utilisé deux techniques ; la première consite à
trimestrialiser à partir de la différence entre les dépenses avec charge de la dette et les
dépenses sans charge de la dette ; la deuxième technique consiste à exploiter le taux d’intérêt
moyen jumelé avec les flux et les stocks de la dette existant dans la base des données Joint
BIS-IMF-OECD-World Bank statistics.
6. Etude Empirique
6.1 Tests de Racine Unité
Les séries testées sont toutes non stationnaires en niveau aussi bien pour le test A.D.F que
pour le test de Perron (Tableau 2) mais ces séries sont toutes stationnaires en différence
première, ce qui satisfait donc le critère du test 1 proposé. On peut donc tester la cointégration
pour voir si le vecteur de cointégration associé est égal à (1 ; -1).
-129-

Tableau 2 Tests de Racine Unité
(N.B : rec=recettes, dg=dépenses y compris les interets, dep=dépense sans les intérêts), retard = 2, risque = 5%)
Tests de Dickey Fuller Simple
Variables t t m t t
Rec
Drec
dg
Ddg
Dep
Ddep
4.29
-140
2.51
-139
2.36
-143
3.88
-143
1.16
-140.7
0.16
-145
7.97
-147
-22
-140
-22.17
-147
Tests de Dickey Fuller Augmenté
Variables t t t
m
t
Rec
Drec
dg
Ddg
Dep
Ddep
5.35
-112
2.92
-147
3.15
-133
7.20
-129
2.45
-157
3.42
-154
10.24
-159
-12.85
-157
-9.59
-174
Tests de Phillips Perron
Variables Z( t ) ( t ) ( )
Rec
Drec
dg
Ddg
Dep
Ddep
5.11
-137
2.84
-135
2.91
-137
Z m
5.88
-138
2.01
-136
1.94
-138
F 1
2 F 3 F
1.92
82.10
1.80
80.10
1.09
85.28
3.87
57.67
4.52
53.08
3.59
58.05
3.83
86.5
4.98
87.07
4.20
87.07
F 1
2 F 3 F
5.84
20.94
3.84
24.25
2.70
23.47
Z t t
1
-0.06
-139
-19.72
-136
-19.7
-138
2.34
15.95
3.77
16.16
2.47
16.72
2.43
23.91
2.78
24.22
1.81
25.09
Z( F ) Z( F ) Z( F )
2
3
(1) Tous les tests ont été performés à 5%. Valeurs critiques sont celles de Fuller, p. 373. 1 Quant aux statistiques F , les valeurs
i
critiques peuvent être trouvées dans l’article de Dickey-Fuller(1981). 2
(2) Les tests de Phillips-Perron ont été performés avec deux retards de troncation. Concernant les tests ADF, les critères utilisés, le
BIC, LB, et LM ont indiques un retard maximal entre 1 et 2. Un retard de 1 a été utilisé.
(3)
RSS - RSS
F = R NR { H : ( a, r)
= (0,1)
1 RSS 0
}
2( NR )
DL
RSS - RSS
RSS - RSS
F = R NR { H : ( a, b, r)
= (0, 0, 1)
2 RSS 0
} , F = R NR { H : ( b, r)
= (0, 1)
3 RSS 0 }
3( NR )
2( NR )
DL
DL
où R = Restreint, NR = Non-Restreint, DL = Degré de Liberté.
1
Fuller A. Wayne. Introduction to Statistical Time Series, John Wiley and Sons, 1976.
2
Dickey A. David and Fuller A. Wayne. ‘Likelihood ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root’, Econometrica, Vol.
49, No 4, (July 1981) : 1054-1071.
-130-
4.11
83.12
2.96
80.97
1.76
87.14
2.48
59.04
4.28
53.65
3.33
59.70
2.04
88.55
4.45
80.46
3.74
89.56

6.2 Test de Cointégration
Le test de cointégration se base sur le modèle suivant :
où g = dépenses globales par rapport au P.I.B
t = recettes par rapport au P.I.B
Tableau 3 Test de Cointégration
t = ag + b + u
(0.1)
t t t
CHI-DEUX Calculé Seuil
r Période globale Sous période 1 Sous période 2 Sous période 3 10% 5% 1%
0 17.54 25.77 22.96 23.25 16.06 18.17 23.46
1 3.59
2.60 6.51 0.02 2.57 3.74 6.40
On constate selon le test de la trace qu’une relation de cointégration existe pour la période
globale à 10 %, à 5 % pour la première sous-période, la deuxième et la troisième souspériodes.
Tableau 4 Test de Contrainte sur les Paramètres
Vecteur de cointégration CHI-DEUX P-value
R g
1970 :2 2001 :4 1 -0.43 3.67 0.05
1970 :2 1983 :2 1 -0.33 17.09 0.0005
1983 :3 1992 :2 1 -0.74 0.69 0.40
1992 :2 2001 :4 1 -0.41 21.01 0.0004
La soutenabilité ne se vérifie que pour la période d’ajustement:
Le test d’Ahmed et Rogers suit une procédure en 3 étapes. Dans une première étape, on
analyse l’existence ou non d’une racine unitaire pour les trois séries (recettes dépenses et
service de la dette). Dans une deuxième étape, on testera l’existence ou non d’une relation de
cointégration en utilisant le test de Johansen. Dans une troisième étape, on examinera la
conformité du vecteur de cointégration obtenu avec le vecteur (1, -1, -1).
L’analyse univariée (Tableau 2) établit la stationnarité en différence première. Le test de
cointégration basé sur la méthode de Johansen donne les résultats suivants :
-131-

Tableau 5
CHI-DEUX Calculé Seuil
R Période globale Sous période 1 Sous période 2 Sous période 3 10% 5% 1%
0 38.63 30.78 60.06 49.58 26.79 29.68 35.65
1 7.18
8.35 15.70 15.93 13.33 15.41 20.04
2 1.73
0.11 1.01 5.76 2.69 3.76 6.65
Tableau 6
Période
Variable
Recettes Dépenses Service de la Dette 2 P value
1970 :1 2001 :4 1 -1.08 0.14 20.70 0.0003
1970 :12 1983 :2 1 -0,80 0.16 9.62 0.008
1983 :3 1992 :2 1 -0.99 0-0.10 5.28 0.07
1992 :3 20001:4 1 -0.70 0.22 9.353 0.009
L’analyse des résultats indique que la politique fiscale par rapport à la dette n’est pas
soutenable si l’on considère toute la période étudiée.
En reprenant l'analyse selon un découpage des données en trois périodes, nous constatons
que la perte de soutenabilité devient effective à partir de 1976 (dette privée) puisque la charge
de la dette devient l’élément premier responsable de la non-soutenabilité. La période du PAS
atténue un peu cette situation, mais la soutenabilité ne se manifeste qu’après 1992. Il est à
noter que, depuis l’année 2000, la soutenabilité pourrait être rejetée car le remboursement du
principal devient important.
7. Conclusion
L’hypothèse de soutenabilité semble être rejetée sur toute la période. La variabilité du
taux d’intérêt et du taux de croissance obligent à nuancer cette affirmation, surtout si l’on tient
compte des changement du comportement des pouvoirs publics. L’éclatement de la période
globale en sous-périodes montre que la perte de soutenabilité n’est effective qu’à partir de
1976, date d’apparition de la dette privée, ce qui pourrait signifier que les dépenses non
-132-

anticipées entraînent des ajustement très coûteux ; c’est ainsi que la soutenabilité est "presque
vérifiée" après 1992.
En terme de perspective, on peut avancer que :
- les finances publiques pourraient être mieux soutenues par un contrôle strict des
recettes et l’accroissement des dépenses autres que celles du service de la dette ;
- la réduction de la dette par le biais de la conversion commence déjà à montrer ses
limites avec l’apparition de la charge de la dette domestique ;
- l’amélioration du niveau de vie peut aussi tendre vers la soutenabilité des finances
publiques par le biais de la dynamisation du marché local.
-133-

Références
Ahmed, S. et Roger J.H. (1995), "Gouvernement Budget Deficits and Trade déficits : Are
Present Value Satisfied in Long Term Data ?", International Finance Section, Discussion
papers 494 (January), Washington D C : Federal Reserve Board.
Avouyi-Dovi S. et Nicolai J.P. (1991), "Coefficient stochastique et séries temporelles : les
modèles", document de travail de la Caisse des Dépôts et Consignations, n° 1991-06/T.
Dickey D.A. et Fuller W.A. (1981), "Likelihood ratio statistics for autoregressive time series
with unit root", Econometrica, vol. 49, p. 1057-1072.
Engle R.F. et Granger C.W.J. (1987), "Cointegration and error correction : representation,
estimation and testing", Econometrica, vol. 55, p. 251-276.
Jondeau E. (1992) : "La soutenabilité de la politique budgétaire", Economie et prévision,
n° 104, mars 1992, p. 1-17.
Hénin P.Y (1997) : "Soutenabilité des déficits budgétaires", Revue Economique, n° 3, mai
1997, p. 371-395.
Trehan B. et Walsh C.E. (1991) : "Testing intertemporal budget contraints : theory and
applications to U.S.A federal budget and current account deficits", Journal of Money Credit
and Banking, vol. 23, p. 206-223.
-134-

Annexe 1 Graphiques
250000
200000
150000
100000
50000
Graphe 1
Dette Externe et PIB en millions de DH
0
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000
dette PIB
-135-

RECET
DEPENS
140000
120000
100000
80000
60000
40000
20000
0
Graphe 2
Recettes et Dépenses en millions de DH
1970 1974 1978 1982 1986 1990 1994 1998
-136-

24000
20000
16000
12000
8000
4000
Graphe 3
Les intérêts Versés et le Remboursement du Principal en millions de DH
0
1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000
Interets versées Remboursement du principal
-137-

Annexe 2 Base de Données
Les données utilisées sont les suivantes :
RECPIB = Recettes rapportées au PIB
DEPPIB =Dépenses sans la charge de la dette rapportées au PIB
DG = Dépenses y compris la charge de la dette rapportées au PIB
CDPIB = Charge de la dette rapportée au PIB
RECPIB DEPPIB CDPIB DG
1992:02 441,71 631,92 759,11 28074,00
1992:03 456,50 648,08 775,80 28262,45
1992:04 473,50 678,23 792,59 28836,90
1993:01 490,47 708,42 860,95 30164,13
1993:02 507,58 738,86 929,97 31491,35
1993:03 524,82 769,56 999,62 32818,58
1993:04 532,20 785,48 1069,91 33736,80
1994:01 523,16 777,07 1042,25 33940,85
1994:02 514,68 769,22 1016,17 34144,90
1994:03 507,03 761,89 991,52 34348,95
1994:04 496,14 752,12 968,20 34465,00
1995:01 505,54 773,05 993,02 34839,48
1995:02 514,93 794,21 1018,06 35213,95
1995:03 524,33 815,56 1043,32 35587,43
1995:04 528,18 817,18 1068,79 35399,90
1996:01 695,53 695,53 1027,69 32477,30
1996:02 665,41 665,41 989,23 32070,70
1996:03 648,52 648,52 953,19 32014,10
1996:04 604,70 604,70 919,32 31071,50
1997:01 745,45 745,45 929,10 35192,20
1997:02 749,58 749,58 938,95 34987,90
1997:03 664,64 664,64 948,86 32015,60
1997:04 689,70 689,70 958,84 32474,30
1998:01 758,82 758,82 941,70 34775,30
1998:02 697,97 697,97 925,15 32996,30
1998:03 658,04 658,04 909,18 31831,30
1998:04 716,60 716,60 893,74 33875,30
1999:01 791,29 791,29 873,47 36067,00
1999:02 813,01 813,01 853,15 36508,70
1999:03 1081,66 1081,66 832,79 45078,40
1999:04 696,05 696,05 812,38 32112,10
2000:01 792,07 792,07 820,09 34969,80
2000:02 861,40 861,40 827,91 36903,50
2000:03 764,88 764,88 835,83 33509,20
2000:04 731,35 731,35 843,86 32167,90
2001:01 1580,32 1580,32 844,03 59350,48
2001:02 1626,06 1584,06 844,27 59901,05
2001:03 1670,83 1587,84 844,59 60451,63
2001:04 1717,28 1591,99 844,96 61012,20
-138-

RECPIB DEPPIB CDPIB DG
1983:01 228,07 408,37 376,26 12008,10
1983:02 228,71 400,46 384,88 11952,00
1983:03 229,33 392,50 393,51 11895,90
1983:04 234,72 397,18 402,14 12086,80
1984:01 237,07 396,76 389,87 12332,35
1984:02 239,48 396,54 378,06 12577,90
1984:03 241,94 396,49 366,66 12823,45
1984:04 247,50 426,29 355,64 13672,00
1985:01 251,21 437,06 417,01 14698,68
1985:02 254,96 447,78 476,71 15725,35
1985:03 258,75 458,44 534,90 16752,03
1985:04 260,78 467,58 591,72 17746,70
1986:01 260,61 472,59 566,21 17711,20
1986:02 260,82 477,89 542,35 17675,70
1986:03 261,17 483,44 519,93 17640,20
1986:04 264,74 473,30 498,79 17232,70
1987:01 274,76 474,85 503,10 17202,60
1987:02 284,87 476,36 507,39 17172,50
1987:03 295,09 477,88 511,68 17143,40
1987:04 313,73 500,37 515,96 17593,30
1988:01 321,76 506,06 534,54 18529,83
1988:02 329,59 511,81 552,53 19466,35
1988:03 337,24 517,59 569,99 20402,88
1988:04 336,45 525,09 586,99 21381,40
1989:01 341,25 541,08 591,93 22235,40
1989:02 346,04 556,94 596,88 23089,40
1989:03 350,81 572,68 601,84 23943,40
1989:04 361,97 574,83 606,81 24450,40
1990:01 372,46 576,13 593,55 24242,10
1990:02 382,91 577,56 580,61 24033,80
1990:03 393,31 579,10 567,98 23825,50
1990:04 400,90 589,75 555,64 23855,20
1991:01 403,00 592,32 600,24 24822,68
1991:02 405,19 595,05 643,43 25790,15
1991:03 407,46 597,92 685,32 26757,63
1991:04 412,48 599,93 726,03 27697,10
1992:01 427,04 615,87 742,52 27885,55
-139-

RECPIB DEPPIB CDPIB DG
1992:02 441,71 631,92 759,11 28074,00
1992:03 456,50 648,08 775,80 28262,45
1992:04 473,50 678,23 792,59 28836,90
1993:01 490,47 708,42 860,95 30164,13
1993:02 507,58 738,86 929,97 31491,35
1993:03 524,82 769,56 999,62 32818,58
1993:04 532,20 785,48 1069,91 33736,80
1994:01 523,16 777,07 1042,25 33940,85
1994:02 514,68 769,22 1016,17 34144,90
1994:03 507,03 761,89 991,52 34348,95
1994:04 496,14 752,12 968,20 34465,00
1995:01 505,54 773,05 993,02 34839,48
1995:02 514,93 794,21 1018,06 35213,95
1995:03 524,33 815,56 1043,32 35587,43
1995:04 528,18 817,18 1068,79 35399,90
1996:01 695,53 695,53 1027,69 32477,30
1996:02 665,41 665,41 989,23 32070,70
1996:03 648,52 648,52 953,19 32014,10
1996:04 604,70 604,70 919,32 31071,50
1997:01 745,45 745,45 929,10 35192,20
1997:02 749,58 749,58 938,95 34987,90
1997:03 664,64 664,64 948,86 32015,60
1997:04 689,70 689,70 958,84 32474,30
1998:01 758,82 758,82 941,70 34775,30
1998:02 697,97 697,97 925,15 32996,30
1998:03 658,04 658,04 909,18 31831,30
1998:04 716,60 716,60 893,74 33875,30
1999:01 791,29 791,29 873,47 36067,00
1999:02 813,01 813,01 853,15 36508,70
1999:03 1081,66 1081,66 832,79 45078,40
1999:04 696,05 696,05 812,38 32112,10
2000:01 792,07 792,07 820,09 34969,80
2000:02 861,40 861,40 827,91 36903,50
2000:03 764,88 764,88 835,83 33509,20
2000:04 731,35 731,35 843,86 32167,90
2001:01 1580,32 1580,32 844,03 59350,48
2001:02 1626,06 1584,06 844,27 59901,05
2001:03 1670,83 1587,84 844,59 60451,63
2001:04 1717,28 1591,99 844,96 61012,20
-140-

Faculté de Droit
de Marrakech
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
La soutenabilité de la dette extérieure
Cas du Maroc : 1970 : I – 2001: IV
Etude réalisée par :
Abdelkader ELKHIDER * Chakib Tahiri* El Mustapha Kchirid*
Faculté de Droit de Marrakech, Maroc
Version du 21 mars 2004
* Enseignants chercheurs, Faculté de Droit de Marrakech. Maroc.
-141-

1. Introduction
Le problème de la dette, qualifiée de fardeau, touche aussi bien les économies dites à
revenu intermédiaire que les économies à faible revenu. Ce fardeau a reçu une attention
particulière ces derniers temps. Plusieurs questions se posent. Quand peut-on dire que la dette
n’est pas soutenable ? Peut-on séparer la dette externe de la dette interne (Brason 1990) ?
comment peut-on examiner la soutenabilité dans son contexte macro-économique ?
Dans ce sens, Brason (1990) considère la soutenabilité de la dette comme un élément
intégrant la stabilité macro-économique, les interactions entre des variables de politique
économique (politique de la dette, politique fiscale et politique de taux de change), les
variables de sorties (PIB, exportation et croissance) et les conditions économiques
internationales. Cette interaction définit conjointement la position du pays vis-à-vis de la
soutenabilité.
Selon Raffinot (1998) 1 , la soutenabilité de la dette externe d’un pays revient à préciser la
notion même de soutenabilité, à spécifier ses caractéristiques, à expliciter les déterminants de
la croissance économique afin d’améliorer le remboursement, à spécifier les causes de
l’endettement externe et à spécifier les caractéristiques du financement externe.
Deux méthodes dominent le champ d’analyse de la soutenabilité. La première considère
qu’un pays peut rembourser lorsqu’il dispose de ressources suffisantes pour le faire, tandis
que la seconde considère qu’un pays qui a les capacités de rembourser ne le fera que s’il y
trouve son intérêt. Deux notions doivent être distinguées, la solvabilité et la soutenabilité. La
solvabilité suppose que le pays doit continuer à recevoir des financements externes. Le critère
de soutenabilité exprime l’idée que le ratio (dette/PIB) doit tendre vers une limite finie.
Théoriquement, le financement externe est toujours disponible (tout déficit trouve un
financement), le financement externe permet toujours de combler le déficit quel qu’il soit
avec la contrainte de solvabilité.
Analytiquement, trois déterminants essentiels de la soutenabilité de la dette externe se
présentent selon l’indicateur utilisé pour la soutenabilité, le stock de la dette et son mode de
remboursement, l’évolution des capacités fiscales et externes de remboursement du pays (la
1
Marc Raffinot (1998), « Soutenabilité de la dette extérieure : de la théorie aux modèles d'évaluation pour les
pays à faible revenu », DT/ 98 / 01.
-142-

croissance du revenu, les exportations et les recettes fiscales) et la croissance de la
composition des emprunts et des aides et les termes de financement. 2
Plusieurs indicateurs sont utilisés pour analyser la soutenabilité de la dette externe
incluant le concept de stock de la dette et le concept de service de la dette relativement aux
variables associées à la capacité de remboursement du pays. Les indicateurs tels que le stock
de la dette rapporté au PIB, le service de la dette rapporté au PIB mesurent le fardeau de la
dette par rapport à la capacité du pays à générer des revenus. Le ratio du stock de la dette
rapporté aux exportations et le stock du service de la dette rapporté aux exportations mesurent
le fardeau de la dette par rapport à la capacité des échanges du pays avec l’étranger. Les ratios
du stock de la dette et du service de la dette rapportés aux revenus fiscaux mesurent le fardeau
de la dette par rapport à la capacité du déficit public du pays à générer des recettes. La valeur
actuelle nette de la dette (VAN) est utilisée pour capturer la dimension du stock de la dette et
comparer le remboursement avec les rééchelonnements.
Empiriquement la soutenabilité est perçue comme étant une condition de stabilité dans un
contexte déterministe et comme une condition de stationnarité dans un contexte aléatoire. La
soutenabilité est donc une relation temporelle à long terme.
Le Maroc est non seulement un pays lourdement endetté qui, depuis un certain nombre
d’années, a intégré les accords de l’OMC et les accords d’association avec l’Union
européenne, mais aussi un pays ayant subi l’épreuve pénible de l’ajustement structurel. Dans
ce contexte, la soutenabilité apparaît donc comme une des solutions possibles. Son
interprétation et sa mesure exigent le recours à des méthodes statistiques dérivées de la
cointégration pour tester sa validité empirique.
Notre propos s’articule donc autour de trois points. La Section 2 présente une revue de la
littérature. La Section 3 présente une analyse descriptive des variables macro-économiques
utilisées, et enfin la Section 4 présente une étude empirique de la soutenabilité de la dette
externe pour le cas du Maroc. Quelques remarques conclusives seront présentées à la
Section 5.
2 International Development Association and International Monetary Fund (2001), “ The challenge of
maintaining long term external debt sustainability ’, Prepared by the Staffs of the World Bank and the
International Monetary Fund 2001
-143-

2. Revue de la littérature
Il existe plusieurs approches de la soutenabilité entre dette externe et solde de la balance
courante. Comme mesure importante, il faut prendre le solde de la balance des opérations
courantes par rapport au PIB. D'autres travaux tiennent compte du taux de change dynamique,
de l'effet contagieux des flux de capitaux à court-terme. Comme Rocha et Bender (2000) 3 l'on
démontré, il est possible d'évaluer l'effet sur le déficit du compte courant au moyen
d’indicateurs simples qui peuvent être comparés avec les données réelles.
Les études impliquant le caractère soutenable de la dette publique sont devenues une
question importante pour la politique économique, principalement depuis les années 1980,
stimulés par les déficits fiscaux croissants américains aussi bien que par la crise de la dette
affectant les pays du tiers monde. Récemment, ce sujet a été abordé de nouveau pour l'Europe
après la réunification de l’Allemagne et pour les pays en voie de développement lourdement
endettés.
Le premier concept de politique fiscale soutenable est dû au travail de Harrod et Domar.
Minsky (1986) 4 a mis l'accent sur les caractéristiques d'une politique fiscale soutenable afin
que l'on puisse éviter la non-soutenabilité.
Pieper (1984) 5 a aussi noté l'importance de l'analyse de la question de la dette fédérale et
son caractère soutenable. En utilisant le travail de Hamilton et Flavin (1986) 6 , plusieurs tests
ont été menés pour savoir s'il y a soutenabilité ou non. L'idée de base est que la dette peut
être soutenable dans le long terme si la dette actualisée est stationnaire, ils ont appliqué ces
méthodologies à des données américaines de 1960 à 1981, et ont constaté que les déficits
budgétaires des USA sont soutenables.
3
Rocha Fabiana et Sigfried Bender (2000), ‘ Present Value Tests of the Brazilian Current Account’, Revista de
Economia Aplicada São Paulo.
4
Minsky H. (1986), “Stabilizing an Unstable Economy”. New Haven, CT: Yale University Press.
5
Eisner Robert et Paul J. Pieper (1984) “A new view of the Federal Debt and Budget Deficits”. American
Economic Review, 74(1): 11-29.
6
Hamilton J. D. et M.A. Flavin. (1986), “On The Limitations Of Government Borrowing:A Framework For
Empirical Testing”, American Economic Review, 76 (2), PP: 353-73.
-144-

Wilcox (1989) 7 a complété le travail de Hamilton et Flavin (1986) en tenant compte du
caractère stochastique du taux d'intérêt réel et de la non stationnarité de la contrainte
d'endettement. Greiner et Semmler (1999) 8 ont testé la soutenabilité de la dette publique de
l'Allemagne après l'unification. Le ratio de la dette par rapport au PIB a augmenté de 44 % à
58 % en 1995 et ce comportement pourrait induire d'autres problèmes pour l'Union
Européenne (ci-après notée U.E.) puisque le souci important de l'U.E. était exactement la
garantie de soutenir la politique fiscale. Leurs conclusions suggèrent que la dette publique en
Allemagne pourrait être soutenable. Ces auteurs ont travaillé sur des données annuelles de
1955 à 1994 et ont employé les tests ADF de racine unitaire. La série de dette interne nette est
non stationnaire. Sawada (1994) 9 aexploré le cas de la soutenabilité de la dette externe des
pays lourdement endettés utilisant plusieurs approches employées par Hamilton et Flavin
(1986) et Greiner et Semmler (1999). La méthodologie employée par Sawada (1994) consiste
à tester si la dette est cointégrée ou non avec le déficit de la balance courante. Ses résultats
démontrent que seuls les pays asiatiques (la Corée, l'Indonésie, la Malaisie et la Thaïlande)
sont solvables durant la période 1955 à 1990. Par contre les pays latino-américains n'ont pas
vérifié la condition de solvabilité durant la même période.
Ponta (1996) 10 a utilisé des données trimestrielles de 1970 à 1992 et a aussi trouvé la non
soutenabilité de la dette externe au Brésil. Rocha et Bender (2000) ont mené le même exercice
sur le compte courant brésilien en employant des données annuelles de 1947 à 1997 et ont
conclu que les déficits du compte courant au Brésil ne sont pas soutenables. Les deux auteurs
ont employé le concept de cointégration. Ils ont aussi utilisé des tests de racines unité en
présence de changements structurels. Ponta (1996) a testé la cointégration entre dette nette
externe et balance commerciale tandis que Rocha et Bender (2000) ont utilisé les exportations
et les importations de biens et services incluant l'intérêt.
7 Wilcox David W. (1989), “The Sustainability Of Government Deficits : Implications Of The Present Value.
Borrowing Constraints”, Journal Of Money, Credit, And Banking, 21 (3).PP : 291-306.
8 Greiner Alfred et Willi Semmler (1999), “ An Inquiry Into The Sustainability Of German Fiscal Policy : Some
Time-Series Tests”, Public Finance Review, 27 (2), PP : 220-36.
9 Sawada Y. (1994), “ Are The Heavily Indebted Countries Solvent ? Tests Of Intertemporal Borrowing
Constraints”, Journal of Development Economics, 45(2), PP : 325-37.
10 Ponta A.F. (1996), “A sustentabilidade da endividamento externo no Brasil : uma análise de co-integração.
Pesquisa e Planejamento Econômico”, 26 (3), PP: 399-416, Rio de Janeiro, Cite par Frederico G. Jayme Jr
External debt sustainability : empirical evidence in Brazil , Texto para discussaoN°154.
-145-

En travaillant de façon différente, Carneiro (1997) 11 n'a pu établir la soutenabilité.
Luporini (2000) 12 atesté la soutenabilité de la dette et a conclu à la soutenabilité de la
politique fiscale du Brésil avant 1980 et à la non soutenabilité après cette période.
Par ailleurs, la contrainte budgétaire inter-temporelle a déjà été en grande partie discutée
dans la littérature empirique (Minsky, 1986, Eisner et Pieper, 1984, Hamilton et Flavin, 1986,
Trehan et Walsh, 1988 13 , Wilcox, 1989, Hakkio et Rush, 1991 14 , Greiner et Semmler, 1999,
Greiner et Semmler, 2000). Des travaux similaires de Simonsen (1985) et Luporini (2000)
ont étudié le cas brésilien.
Trois approches empiriques retiennent cependant l’attention. La première approche 15 est
défendue par Sawada (1994), Wilcox (1989) et Hamilton-Flavin, (1986). La deuxième
approche part de la différentielle de la dette nette externe afin d’établir la soutenabilité. Enfin
la troisième approche est due aussi à Hamilton et Flavin (1986).
La première approche, et celle qui sera retenue dans le présent travail, est celle de
Sawada (1994), Wilcox (1989) et Hamilton-Flavin (1986). Le modèle est développé à partir
de l’identité suivante :
Y + ( D - D ) + TR = A + rD + D RE
(2.1)
t t t- 1 t t t-
1
t
où Yt est le PIB, D est la dette externe nette ( Dette Externe – Réserves), TR les transferts
nets, A désigne l’absorption domestique, r est le taux d’intérêt nominal et RE réfère aux
variations des réserves internationales de change.
La partie gauche de l’identité (2.1) représente les agrégats économiques des revenus
alors que la partie droite représente les dépenses. Partant de l’identité de revenu dans une
économie ouverte on a
11
Carneiro D. , (1997), « A sustentabilidade dos déficits externos », Revista Anpec,1(3), PP : 11-28. Rio de
Janeiro.
12
Luporini V, (2000), “Sustainability of the Brazilian Fiscal Policy And Central Bank Independence”, Revista
Brasileira De Economia, 54 (2), PP: 201-26.
13
Trehan B. et C.E. Walsh, (1988), “Common Trends, Intertemporal Budget Balance, And Revenue Smoothing”,
Journal Of Economics Dynamic And Control, June, PP : 425 - 44.
14
Hakkio C.J. et M. Rush, (1991), “ Is the Budget Deficit too large? Economic Inquiry”, PP : 429 – 45.
15
Les trios modèles s’inspirent largement de : Frederico G. Jayme Jr (2001) “External debt sustainability :
empirical evidence in brazil”, Texto para discussao N° 154.
-146-

Xt Mt Yt At
(2.2)
où X représente les exportations et M les importations. Par ailleurs, la balance commerciale
d’une telle économie est donnée par l’équation :
TB X MrD( D D) TR RE
(2.3)
t t t t1 t t1 t t
où TB désigne le solde de la balance commerciale. L’évolution de la dette externe est
formulée comme suit, après transformations :
En posant : S TB TR RE
( D D ) rD TB TR RE
(2.4)
t t1 t1 t t t
t t t t
on peut interpréter cette identité comme étant le surplus net externe qui peut être
utilisé pour le remboursement de la dette externe.
En résolvant l’équation (2.4) de manière récursive et après substitutions, nous
obtenons l’équation testable suivante :
où
et
EX = a + bMM
+ u
(2.5)
t t t
EX X TR RE
t t t t 1
MM t = (M t + rD t-1 )
Si MMt et EXt sont non stationnaires, on peut tester l’hypothèse nulle de cointégration
16
(hypothèse de solvabilité) avec b £ 1 .
16
Pour plus de détail sur cette condition, voir également Hakkio et Rush (1991), Rocha et Bender (2000) si les
deux variables sont cointégrées.
-147-

3. Evolution et structure de la dette externe au Maroc
Le but de l’endettement était au départ de permettre le financement de l’investissement et
le financement des déséquilibres de la balance commerciale. Par la suite, la dette s’est révélée
génératrice de nouvelle dette plutôt que de croissance, on s’endette pour financer la dette.
Deux grandes périodes peuvent être distinguées au regard de la structure de la dette.
La première période de l’indépendance jusqu’en 1975 où on constate une évolution
faible de la dette et où les prêts d’origine publique prédominent. Ces emprunts étaient
dominés par la France et les USA de 1956 à 1964 et à partir de cette date
l’intervention des organismes financiers internationaux prit le dessus.
La deuxième période, qui commence à partir de 1975, va connaître le recours massif
aux prêts d’origine privés.
Le tableau 1 ci-après retrace l’évolution des encours de la dette extérieure au Maroc par
catégories de créanciers.
Tableau 1 Encours de la dette extérieure du Maroc par catégorie de créanciers
(En millions de dollars)
Catégorie 1970 1980 1988 1989 1990 1991 1992 1993
Dette totale 9710 21026 21639 23532 21567 21599 21430
Dette à long terme 727 8475 19699 20511 23343 20501 20715 20660
Dette publique ou 712 8325 19499 20311 22143 20301 20511 20310
garantie
Prêts publics
- Bilatéral
- Multilatéral
Prêts privés
- Obligataires
- BC
- Autres
582
523
59
129
32
0
98
4446
3723
723
3879
173
2441
1265
14610
11016
3594
4889
12
3197
1680
15491
11589
3901
4820
7
3190
1624
17276
12680
4596
4867
7
3179
1680
15559
10382
5177
4741
7
3168
1566
15951
10619
5332
5560
6
3180
1375
15627
10019
5608
4684
4
3215
1464
Dette à court terme 778 370 279 439 492 446 486
Recours aux crédits
FMI
28 457 957 850 750 574 439 285
-148-

3.1. La période 1960-1975
3.1.1.Les prêts bilatéraux
L’endettement bilatéral se caractérise par une longue période de remboursement à des
taux d’intérêt relativement faibles. Le tableau 2 ci-après récapitule l’évolution des prêts
bilatéraux au Maroc de 1960 jusqu’à 1975.
L’encours total pour ces catégories de dette se chiffrait à 1218 millions de dollars dont
980 millions de crédits bilatéraux. Les prêts d’origine américaine sont essentiellement
destinés à financer des exportations américaines, les prêts français sont dirigés vers le
financement de projets économiques ; quant aux prêts d’origine allemande ils sont destinés à
l’infrastructure. L’ensemble de ces prêts est caractérisé par des irrégularités manifestes (cf.
Tableau 2) dues essentiellement aux lancements des appels d’offre.
Tableau 2 Evolution des prêts bilatéraux au Maroc de 1960 à 1975
(En Millions de Dollars)
Années 1960 1963 1965 1967 1969 1970 1971 1972 1973 1974
Prêts de
l’année
Prêts
finançais
Prêts
américains
Prêts
allemands
216 227 216 443 421 657 748 502 320 614
216
100%
136
59,8%
91
40,1%
248
40,5%
185
30,2%
53
8,6%
3.1.2. Les prêts multilatéraux
161
36,3%
135
30,5%
105
23,7%
81
19,8%
177
42,1%
24
5,6%
101
15,4%
258
39,3%
84
12,8%
109
14,6%
293
39,2%
133
17,8%
139
27,6%
124
24,7%
51
10,1%
26
8%
101
31,4%
40
12,5%
Les prêts multilatéraux proviennent essentiellement de la BIRD et sont destinés en
premier lieu à la BNDE (47 %), au financement du budget publique (28,5 %) et au déficit de
la balance des paiements.
-149-
192
31,2%
36
5,8%
49
7,9%

3.2. La période 1975-1982
L’encours de la dette qui était de 1800 millions de dollars en 1975, va atteindre 12337
millions de dollars en 1982. Cette période va aussi connaître une mutation de taille, puisque, à
partir de 1975, la dette d’origine privée va se développer au détriment de la dette publique.
Les conditions de ce type de dette sont très contraignantes puisque la charge se calcule au
taux du Libor plus une commission.
3.3. La crise de la dette et le programme d’ajustement structurel
Face à des déséquilibres financiers importants, les pouvoirs publics vont opter pour une
politique dite d’ajustement structurel (P.A.S.) sous l’égide des institutions financières
internationales pour l’exécution du rééchelonnement de la dette de 1983 à 1992 aussi bien
avec le Club de Paris (dette bilatérale) qu’avec le Club de Londres (dette bancaire privée). Au
même moment le Maroc va arrêter les appels d’offres à cause des contraintes du P.A.S.
L’aide publique est restée active surtout pour le financement des investissements de l’Etat.
L’aide des pays arabes du Golfe va continuer aussi à croître, surtout pour financer des projets
d’équipements hydrauliques, et des actions orientées vers l’agriculture et l’achat d’armement.
L’évolution de la dette a suivi les étapes décrites ci-dessus, sa charge aussi. C’est ainsi
que l’on peut constater que la dette est un phénomène cumulatif et pose le problème de la
solvabilité de l’Etat. Le tableau 3 ci-après retrace l’évolution de la charge de la dette externe
au Maroc en Millions de Dirhams.
-150-

Tableau 3 Evolution de la charge de la dette externe au Maroc
(en millions de Dirhams) 17
Années 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978
Remboursements
Du principal 182,5 313,9 351,4 295,4 341,7 295,1 334,8 549,5 1024,5
Intérêts versés 132,7 159,6 175,9 165,9 194 222,5 376 663,9 1039,9
Années 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987
Remboursements
Du principal 1637,8 2024,9 2996,6 3284,3 3475,7 2212,7 5134,8 5507,6 5572,2
Intérêts versés 1522,3 2169 3649,4 3914,2 4353,8 5012 7646,7 6160,7 6188,3
Années 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996
Remboursements
Du principal 6615 5997,6 6446,3 10048,6 12054,4 16772,3 17216,6 17635,6 17172
Intérêts versés 8162,4 9638,4 8253,2 10619,1 9980,9 12353,8 11870 12419,9 11930
Années 1997 1998 1999 2000 2001
Remboursements
du principal 18443 19300 17500 17460,7 19997,6
Intérêts versés 11173 10213 9219,1 9125,9 8548,2
4. Soutenabilité de la dette externe au Maroc de 1970 à 2001 : une étude empirique
Il s’agit dans le cadre de cette étude de mener une vérification empirique du modèle (2.5)
déjà présenté dans le premier point de ce travail. Avant cela, il nous paraît utile de mener une
étude descriptive du modèle pour le cas du Maroc avant d’entamer l’étude empirique
proprement dite.
4.1. Etude descriptive
Le graphique 1 en annexe retrace l’évolution des variables EX et MM de notre modèle,
ces grandeurs étant définies plus haut dans le premier point :
EX X TR RE et MMt = (Mt + rDt-1 )
t t t t 1
17
Source : tableau constitué par nous-même à partir des statiques financières internationales du FMI (IFS) et des
différents numéros de la revue de la BMCE.
-151-

Nous pouvons constater, à partir de ce graphique, que la tendance à long terme des deux
variables EX et MM s’effectue d’une manière très régulière, ce qui laisse supposer sans doute
qu’une relation de long terme pourrait exister entre les deux variables. On constate cependant
que, avant 1975, les deux variables sont presque confondues ; ce n’est qu’à partir de 1975:2
que l’écart entre les deux variables commence à se creuser, et où l’on commence à remarquer
une nette augmentation des sorties (MM) au détriment des entrées (EX). Cette situation s’est
poursuivie jusqu’en 1983:2. La période d’ajustement structurel (P.A.S) n’a réussi à atténuer
cet écart qu’à partir de 1989 mais, à partir de 1994, l’écart s’est creusé encore plus. Cela
s’explique en partie par l’augmentation spectaculaire du principal de la dette à partir de 1993
comme le montre clairement le graphique 2 en annexe.
4.2. Etude empirique
Les données que nous avons utilisées ont été prises simultanément de la base des données
IFS (CD 2003), la base des données GDF de la Banque Mondiale (CD : GDF 2002).
Les variables utilisées sont :
Ex = Exportations + Transferts + Réserves,et
MM = Importations + Charges de la dette externe.
Les exportations et les importations sont prises de la base des données de l’IFS
(trimestrielles et annuelles). Les transfers existent trimestriellement mais avec des données
manquantes surtout pour les années du PAS. Nous les avons donc complétées soit par d’autres
bases telle que la base des données Joint BIS-IMF-OECD-World Bank statistics ; le même
travail a été fait pour la variable Réserves. Les transferts et les réserves existent annuellement
dans les deux bases (IFS et GDF). Il faut signaler toutefois la richesse de la base des données
IFS sous sa forme papier. Pour la variable Charges de la Dette, celle-ci n’existe que sous
forme annuelle ; pour la trimestrialiser, nous avons utilisé une variable proxy qui utilise aussi
bien le taux d’intérêt moyen que le flux de la dette données par Joint BIS-IMF-OECD-
World Bank statistics External Debt (facilement téléchargeables) en utilisant la formule
charge de la dette = r.dette
Notre équation testable s’écrit donc :
EX MM u
(2.6)
t t t
-152-

4.2.1 Tests de Racine Unité
Les tests de racine unité employés dans cette étude sont ceux de Dickey-Fuller
(1979, 1981) simple et augmenté, et ceux de Phillips (1987), Perron (1988) et Phillips-Perron
(1988). Le tableau 4 présente une batterie de tests de racine unité pour les variables EX et
MM en niveau et en première différence. Si un des objectifs des tests de racine unité est de
pouvoir distinguer entre un processus Trend-Stationnaire (TS) et un processus Différence
Stationnaire (DS), alors l’hypothèse alternative devrait être que la série suit un processus TS
et donc HA devrait inclure un trend comme régresseur additionnel. West (1987) et Perron
(1988) ont analysé cette situation. Il a été prouvé, dans les deux articles, que quand le vrai
processus est :
Y = a + bt
+ u
(2.7)
t t
alors il est asymptotiquement impossible de rejeter une racine unité spurieuse. En d’autres
termes, Perron prétend que l’utilisation de l’équation :
Y = a + rY - + u
(2.8)
t t 1 t
ne permet pas de distinguer entre un processus stationnaire autour d’un trend linéaire et un
processus racine unité quand le vrai processus est du type de l'équation (2.7). Perron utilise ce
résultat pour démontrer la nécessite d’une démarche séquentielle dans les tests de racine unité,
démarche qui irait du modèle le plus général au modèle le plus restreint. La démarche
séquentielle serait :
y = ry + a + bt
+ e t = 1, 2, ...
(2.9)
t t - 1
t
y = ry + a + e t = 1, 2, ...
(2.10)
t t - 1
t
y = ry + e t = 1, 2...
(2.11)
t t-
1 t
Nous adoptons donc cette démarche dans nos tests de racine unité. Le tableau 4 indique
que les séries EX et MM contiennent toutes une racine unité. Quant aux tests appliqués aux
variables différenciées, ceux-ci suggèrent une évidence pour une première différence
stationnarité. Munis de ces résultats, nous nous tournons à présent vers les tests de
cointégration.
-153-

Tableau 4 Tests de Racine Unité
Tests de Dickey Fuller Simple
Variables t t m t t
EX
DEX
MM
DMM
10.58996
-1.9988
9.6864
-3.6277
5.71326
-2.9326
4.3461
-4.7441
0.71385
-3.6287
-1.2063
-5.1379
Tests de Dickey Fuller Augmenté
Variables t t t
m
t
EX
DEX
MM
DMM
2.85876
-2.01190
2.84687
-3.80658
1.87127
-3.04779
1.30203
-5.20520
-0.66810
-3.80392
-1.97847
-5.79436
Tests de Phillips Perron
Variables Z( t ) ( t ) ( )
Z m
F 1
2 F 3 F
57.38122
4.4708
51.5746
11.2546
38.41353
4.6499
37.3709
8.8195
16.64951
6.7989
12.4555
13.2278
F 1
2 F 3 F
4.21154
4.82375
5.14832
13.54847
Z t t
1
3.36948
5.09780
5.47520
11.21288
2.58059
7.46108
3.74664
16.81787
Z( F ) Z( F ) Z( F )
2
3
EX
6.8578
3.6022 -0.1574 24.3862 16.7236
7.1781
DEX
-2.1487 -3.1953 -3.9450 5.2558 5.4118
7.9664
MM
6.6410
2.9110 -1.3898 24.8823 18.7809
6.7326
DMM
-3.6277 -5.0873 -5.5440 12.9418 10.2616
15.3914
(1) Tous les tests ont été performés à 5%. Valeurs critiques sont celles de Fuller, p. 373. 18 Quant aux statistiques F ,
i
les valeurs critiques peuvent être trouvées dans l’article de Dickey-Fuller(1981). 19
(2) Les tests de Phillips-Perron ont été performés avec deux retards de troncation. Concernant les tests ADF, les
critères utilisés, le BIC, LB, et LM ont indiques un retard maximal entre 1 et 2. Un retard de 1 a été utilisé.
(3)
RSS - RSS
R NR
F 1 =
{ H 0 : ( a, r)
= (0,1)
RSSNR
2( DL )
}
RSS - RSS
R NR
F 2 = { H 0 : ( a, b, r)
= (0, 0, 1)
RSS
} , F 3 =
NR 3( DL )
où R = Restreint, NR = Non-Restreint, DL = Degré de Liberté.
RSS - RSS
R NR { H 0 : ( b, r)
= (0, 1)
RSS
}
NR 2( DL )
4.2.2 Tests de cointégration
Avant de procéder aux tests de cointégration, il n’est pas inutile de décrire notre test de
soutenabilité. Soit le modèle :
EX = a + bMM
+ u
t t t
Si une relation de long-terme existe entre les variables EX et MM, alors on teste pour
T
l’hypothèse b = ( 1; - 1)
. Si cette dernière hypothèse ne peut être rejetée, alors on dira qu’il
18 Fuller A. Wayne. Introduction to Statistical Time Series, John Wiley and Sons, 1976.
19 Dickey A. David and Fuller A. Wayne. ‘Likelihood ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit
Root’, Econometrica, Vol. 49, No 4, (July 1981) : 1054-1071.
-154-

ya soutenabilité, sinon, on conclura à la non-soutenabilité. Si par contre, il n’existe pas de
relation de long-terme, alors dans ce cas, il n’y a pas de soutenabilité du tout.
Nous avons subdivisé notre analyse en trois sous-périodes plus une période globale. Les
trois sous-périodes correspondent respectivement à la période de pré-ajustement, la période
d’ajustement et enfin la période de post-ajustement. Le tableau 5 résume les principaux
résultats, cependant préliminaires, des tests de cointégration. On constate selon le test de la
trace qu’une relation de cointégration (r=1) existe pour la période globale quel que soit le
seuil critique. Pour la sous-période de pré-ajustement, la relation de cointégration est acceptée
seulement à 10%. Pour la période d’ajustement, il n’y a pas de relation de cointégration.
Enfin pour la période de post-ajustement, la relation de cointégration est acceptée à un seuil
critique de 5 %.
r = 0
r = 1
Tableau 5 Tests de cointégration
Test de la Trace Seuil
Période globale Sous période 1 Sous période 2 Sous période 3 10% 5% 1%
22.26
3.59
15.33
3.05
8.28
0.3
Johansen (1991) considère un vecteur à correction d’erreurs de dimension p qui permet
l’existence de trends déterministes quadratiques pour le PIB et des trends linéaires dans la
relation de cointégration. Ceci peut s’écrire comme suit :
k
å
18.08
0.02
13.33
2.69
15.41
3.76
D Z = P Z + GD Z + m + mt + e
t t - 1 i t-i 0 1 t
i = 1
20.04
6.65
(2.12)
T
Si le système comprend r vecteurs de cointégration, r( P ) = r , P= ab , avec a, b des
matrices de dimension p ´ r . Alors Zt possède la représentation suivante :
où
t 1
Z = Z + C(1) å e + t t( t + 1) + t t + t + Y - Y
2
t 0 i 2 1 0 t 0
i = 1
(2.13)
k
T - 1 T T T
å , (1) b ( a b ) a , t (1) m, b b 0, a a 0 et YT est
i
^ ^ ^ ^ 2 1 ^ ^
i = 1
G= I - G C = G = C = =
T T
stationnaire avec b Z = b Y . Les coefficients 0 0
0 m et 1 m sont définis par ( ab + a g ) et
0 ^ 0
( ab + a g ) respectivement, les symboles b , g , b , g désignant des constantes fixes. Les
1 ^ 1
0 0 1 1
valeurs de t , t dépendent de ces constantes.
0 1
-155-

Johansen sépare les différentes spécifications relatives au trend en 5 catégories. H ( r ) 0
retient la spécification la plus générale où b , g , b , g sont toutes différentes de zéro. Dans
0 0 1 1
ce cas le vecteur de cointégration b supprime le trend stochastique et quadratique. Cependant
T
*
le trend linéaire b t t est maintenu. Dans le cas de ( )
1
0 H r , g = 0 , et le PIB ne contient pas
1
de tendance (drifts) quadratiques, mais le vecteur de cointégration contient des tendances
T
(drifts) déterministes puisque b t ¹ 0 . Par exemple
1
H ( r ) peut très bien décrire r variables
trend-stationnaires assemblées dans un vecteur de dimension p, avec (p - r) variables nonstationnaires
autour d’un trend linéaire. Dans ce cas aucune cointégration ne prévaut. Dans le
cas de ( ) 1 H r , b = g = m = 0 . Sous cette hypothèse, le vecteur de cointégration élimine
1 1 1
les trends de données linéaires et stochastiques. Dans le cas de
*
0
H ( r ) ,
b = g = m = g = 0 ; dans ce cas, il n’y a pas de tendances (drifts) déterministes dans les
1 1 1 0
données. Enfin sous H ( r ) , toutes les composantes sont stationnaires de moyenne zéro.
2
L’ordre de cointégration pour ces modèles alternatifs est établi à l’aide du test de la trace
développé par Johansen (1988). Les résultats sont présentés dans le tableau 6. Il ressort du
tableau qu’une relation de cointégration existe quelle que soit la période. Cependant, il ressort
des tests sur la constante et le trend, que nous pouvons choisir pour la période globale et pour
la période 1970:2-1983:1 le modèle avec contrainte sur le trend. Concernant la période
1983:3-1992:2 et la période 1992:3-2001:4, le modèle avec contrainte sur la constante est
T
accepté. Enfin le tableau 7 présente les tests sur le vecteur de cointégration b = ( 1; - 1)
.
Tableau 6 Tests sur la Constante et/ou Trend
Constante
Trend
r Période
globale
0
1
0
1
43.44
4.48
27.68
4.48
Sous
période
1
22.03
3.08
18.79
5.63
Sous
période
2
18.47
4.58
18.79
8.10
Sous
période
3
38.72
6.60
25.46
6.83
-156-
Seuil
10% 5% 1%
17.85
7.52
22.76
10.49
19.96
9.24
25.32
12.25
*
1
24.60
12.97
30.45
16.26

T
Tableau 7 Tests sur le vecteur b = ( 1; - 1)
Constante
Trend
Vecteur de Cointégration
EX MM
CHI-DEUX P-value
70 :2 01 :4 1 -1.37 8.79 0.01
70 :2 83 :2 1 -0.42 7.64 0.02
83 :3 92 :2 1 -0.93 2.15 0.33
92 :3 02 :4 1 -1.03 7.08 0.02
70 :2 01 :4 1 -0.56 5.38 0.06
70 :2 83 :2 1 -0.60 5.58 0.06
83 :3 92 :2 1 -0.36 3.67 0.13
92 :3 02 :4 1 -1.25 2.97 0.22
Suite aux conclusions qui ressortent du tableau 6 quant à la forme du modèle pour chaque
période, nous pouvons conclure qu’il est très difficile d’accepter la soutenabilité sur toute la
période globale et sur la période 1970:2-1983:2. La soutenabilité est toutefois acceptée pour la
période de l’ajustement (1983:3-1992:2), mais rejetée pour la période 1992:3-2001:4.
5. Conclusion
Notre modèle rejette la soutenabilité de la dette extérieure sur la période globale, sur la
période du pré-ajustement et sur la période du post-ajustement. La soutenabilité est toutefois
acceptée uniquement pour la sous-période de l’ajustement (1983:2-1992:2).
Ces résultats semblent refléter à notre sens le comportement des différentes politiques
économiques suivies par le pays depuis 1970. En effet, dans la période pré-ajustement, le
Maroc avait suivi une politique d’endettement excessif afin de financer des grands projets
alors prioritaires à l’époque. Pendant la période d’ajustement, la soutenabilité a été restaurée
suite aux politiques dites de conditionnalité du FMI. Par contre, durant la période du postajustement,
la contrainte inter-temporelle n’est plus vérifiée. Ceci s’explique principalement
par la reprise du paiement du principal de la dette et par l’émergence d’une demande
croissante de la part des différents groupes d’intérêt d’un processus de démocratisation
authentique.
Afin de restaurer la solvabilité du pays, un certain nombre de mesures économiques
semble nécessaire. Premièrement, la politique de privatisation doit être consolidée afin de
gagner plus de crédibilité vis-à-vis du capital étranger. Deuxièmement, la politique
-157-

d’association avec l’Union Européenne et les U.S.A doit être poursuivie et mieux négociée.
Enfin, une politique qualitative d’amélioration du capital humain (éducation, marché du
travail) et de l'administration semble être des plus urgentes.
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-159-

Annexe 1 Graphiques
20000
17500
15000
12500
10000
7500
5000
2500
0
Graphique 2 Evolution des intérêts versés (IV) et des remboursements du principal de la
dette (RPDEP) au Maroc de 1970:1 à 2001:4
IV
RPDEP
1970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000
-160-

Annexe 2 Base de Données
Dates MM EX Dates MM EX Dates MM EX
1970:03 3900.20 2751.14 1981:03 27250.23 17338.25 1992:03 83727.15 59211.18
1970:04 3900.20 2751.14 1981:04 29338.00 18250.93 1992:04 84840.30 58949.89
1971:01 3927.78 2833.17 1982:01 30298.88 18592.40 1993:01 86563.25 58045.85
1971:02 3955.35 2960.52 1982:02 31259.75 18739.58 1993:02 88286.20 56653.10
1971:03 3982.93 3087.83 1982:03 32220.63 18877.19 1993:03 90009.15 55237.53
1971:04 4010.50 3215.10 1982:04 33181.50 19005.23 1993:04 91732.10 53799.13
1972:01 4033.95 3384.22 1983:01 33229.00 19514.27 1994:01 92561.48 56250.72
1972:02 4057.40 3541.35 1983:02 33276.50 20181.04 1994:02 93390.85 58702.21
1972:03 4080.85 3696.36 1983:03 33324.00 20844.96 1994:03 94220.23 61153.98
1972:04 4104.30 3849.25 1983:04 33371.50 21506.02 1994:04 95049.60 63606.04
1973:01 4364.30 4088.18 1984:01 35434.05 22908.58 1995:01 100174.43 68476.63
1973:02 4624.30 4402.15 1984:02 37496.60 24413.48 1995:02 105299.25 73216.94
1973:03 4884.30 4709.62 1984:03 39559.15 25908.81 1995:03 110424.08 77952.28
1973:04 5144.30 5010.60 1984:04 41621.70 27394.59 1995:04 115548.90 82682.66
1974:01 6065.15 6065.60 1985:01 44080.40 28379.08 1996:01 115090.10 82807.91
1974:02 6986.00 7170.62 1985:02 46539.10 29646.48 1996:02 114631.30 83824.71
1974:03 7906.85 8279.28 1985:03 48997.80 30934.07 1996:03 114172.50 84846.98
1974:04 8827.70 9391.59 1985:04 51456.50 32241.85 1996:04 113713.70 85874.72
1975:01 9349.68 9217.77 1986:01 50160.45 33018.48 1997:01 115367.08 88324.46
1975:02 9871.65 9047.64 1986:02 48864.40 34073.43 1997:02 117020.45 89814.42
1975:03 10393.63 8870.99 1986:03 47568.35 35070.54 1997:03 118673.83 91266.66
1975:04 10915.60 8687.85 1986:04 46272.30 36009.80 1997:04 120327.20 92681.17
1976:01 11253.15 8678.46 1987:01 46462.10 37153.26 1998:01 122260.95 93026.10
1976:02 11590.70 8574.43 1987:02 46651.90 37739.55 1998:02 124194.70 94162.96
1976:03 11928.25 8469.71 1987:03 46841.70 38305.44 1998:03 126128.45 95301.16
1976:04 12265.80 8364.30 1987:04 47031.50 38850.93 1998:04 128062.20 96440.69
1977:01 13102.70 8480.01 1988:01 48751.23 40599.26 1999:01 127089.93 97782.49
1977:02 13939.60 8638.96 1988:02 50470.95 41800.69 1999:02 126117.65 98402.05
1977:03 14776.50 8798.50 1988:03 52190.68 43005.22 1999:03 125145.38 99016.82
1977:04 15613.40 8958.65 1988:04 53910.40 44212.84 1999:04 124173.10 99626.78
1978:01 15316.40 9175.87 1989:01 55990.30 43425.86 2000:01 130408.23 99443.40
1978:02 15019.40 9491.33 1989:02 58070.20 43170.49 2000:02 136643.35 100888.07
1978:03 14722.40 9798.33 1989:03 60150.10 42915.43 2000:03 142878.48 102366.62
1978:04 14425.40 10096.88 1989:04 62230.00 42660.69 2000:04 149113.60 103879.04
1979:01 15191.08 10622.19 1990:01 64602.63 44900.32 2001:01 149760.15 106911.55
1979:02 15956.75 11125.56 1990:02 66975.25 48418.93 2001:02 150406.70 111893.65
1979:03 16722.43 11623.11 1990:03 69347.88 51915.51 2001:03 151053.25 116966.69
1979:04 17488.10 12114.85 1990:04 71720.50 55390.05 2001:04 151699.80 122130.67
1980:01 18362.80 12703.95 1991:01 73887.30 57524.77
1980:02 19237.50 13371.41 1991:02 76054.10 58454.23
1980:03 20112.20 14039.73 1991:03 78220.90 59380.04
1980:04 20986.90 14708.91 1991:04 80387.70 60302.19
1981:01 23074.68 15500.39 1992:01 81500.85 59717.43
1981:02 25162.45 16421.41 1992:02 82614.00 59467.02
-161-

CEMAFI
Centre d'Etudes en
Macroéconomie et Finance
Internationale
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
La taille optimale de l’Etat :
le cas de la Turquie
Etude réalisée par :
Wajdi BARDI et Matthieu LLORCA
(wbardi@unice.fr ; matthieu_llorca@yahoo.fr)
mars 2004
CEMAFI - Centre d'Etudes en Macroéconomie et Finance Internationale
Faculté de Droit, des Sciences Politiques, Economiques et de Gestion
7 avenue Robert Schuman - 06050 Nice Cedex 1
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-162-

Thème n° 1/ La taille optimale de l’Etat : le cas de la Turquie
I) ANALYSE DESCRIPTIVE DE L’EVOLUTION DES DEPENSES PUBLIQUES EN
TURQUIE
Le rôle de l’Etat turc, et par conséquent son intervention au travers des dépenses
publiques, s’est modifié au cours de ces quatre dernières décennies.
Tout d’abord, le développement de la Turquie a reposé dans les années 60 et 70 sur une
stratégie de planification et de collectivisation, avec notamment une politique
d’industrialisation par substitution des importations, fondée sur le secteur public (jusqu’en
1983).
Puis, à partir des années 80, la Turquie s’est orientée vers une stratégie de libéralisation
économique et commerciale. Cette nouvelle politique économique se met en place le 24
janvier 1980, mettant un terme à l’hégémonie de l’économie mixte planifiée, et se traduisant
notamment par l’abandon des politiques de substitutions aux importations, par l’élimination
d’une grande partie des subventions, par le lancement de programmes de privatisation en
1986. Enfin, le 11 août 1989, la Turquie approfondit la libéralisation de l’économie, ainsi
amorcée par une libéralisation financière qui a eu pour conséquence l’entrée de capitaux à
court terme.
Un tel changement des structures de l’économie (passage d’une économie planifiée à la
libéralisation commerciale et financière) a eu des conséquences sur l’intervention de l’Etat en
Turquie. Ce dernier s’est ainsi progressivement retiré des activités productives en diminuant
rapidement ses transferts budgétaires vers les entreprises publiques (entre 1988 et 1998, ceuxci
ne représentaient plus que 3.4 % des dépenses publiques contre 10.8 % pour la période
1975-79 et encore 9.2% pour la période 1980-87).
Par ailleurs, outre ces modifications structurelles, l’Etat turc fut également affecté par de
nombreux chocs négatifs durant la dernière décennie :
-Enpremier lieu, la Turquie a connu pas moins de quatre crises économiques et financières
en l’espace de dix ans (la crise financière du premier trimestre 1994, la crise financière russe
d’août 1998, et enfin celles de novembre 2000 et de février 2001). Ainsi, chacune de ces
crises financières s’est traduite par une récession économique (baisse du PIB de l’ordre de -
5,5% en 1994 ; de –5% en 1999 ou encore de – 7,5% en 2001) et par des coûts budgétaires
très importants, supportés par l’Etat (programme de restructuration financière, de
-163-
1

ecapitalisation des banques qui furent financées grâce à l’émission par le Trésor de titres
représentant l’équivalent de 24% du PNB). De plus, chacune de ces crises s’est traduite par un
accroissement du paiement du service de la dette atteignant ainsi 20% des dépenses publiques
en 1994, 37% en 1998, 42% en 2000 et même 50% en 2001 !
-Ensuite, chacune de ces crises a nécessité l’aide financière du FMI et, en contrepartie,
la mise en place d’un programme de stabilisation, d’un accord stand-by fondé sur la rigueur
budgétaire et la compression des dépenses (visant notamment des réductions réelles de
salaires et de l’emploi dans le secteur public, la suppression des subventions aux crédits
bancaires et l’abolition des exemptions ou réductions de taxes pour les entreprises
économiques d’Etat). On relève ainsi comme programme de stabilisation conclu avec le FMI,
celui de 1994-95 (prématurément abandonné par le gouvernement en vue des élections
anticipées), celui de novembre 1999 (qui s’effondrera avec la crise de février 2001), et enfin
celui mis en place en février 2002.
-Enfin, la Turquie a été secouée par deux tremblements de terre dans la région de
Marmara (17 août et 12 novembre 1999), qui ont obligé l’Etat à faire des dépenses imprévues
(mesures d’assistance, pertes fiscales ou encore reconstruction de l’infrastructure publique,
soit environ 3% du PIB).
D’autre part, on peut remarquer que la Turquie a connu depuis 1987 une forte
incertitude politique, avec notamment une longue période où se sont succédés de nombreux
gouvernements de coalition instables. La conséquence de cette intensification de la
concurrence politique fut la mise en œuvre de politiques économiques de plus en plus
populistes, pendant les mois précédant et suivant immédiatement les élections. On relève ainsi
un gonflement des dépenses publiques (augmentation des dépenses de personnel, des mesures
de soutien direct des revenus des agriculteurs, des transferts aux institutions de sécurité
sociale et des remboursements d’impôts aux exportateurs) lors des élections de 1991, de celles
anticipées d’avril 1999 ou dernièrement de celles de novembre 2002.
Enfin, comme on peut l’observer sur le graphique suivant, le paiement du service de la dette
s’est depuis la période de libéralisation financière fortement accru, du fait notamment des
crises rencontrées lors de cette décennie, au point qu’il représente aujourd’hui le poste de
dépense publique le plus important (en 2001, la moitié du budget de l’Etat turc était consacrée
au paiement du service de la dette !)
-164-
2

60
50
40
30
20
10
Graphique 1. Evolution du service de la dette de la Turquie (en % des dépenses
publiques) entre 1970 et 2001
0
70 75 80 85 90 95 00
INT
Source: World Development Indicators de la Banque Mondiale (2002), GDN Data Query.
Ainsi, du fait du poids considérable que représente le service de la dette parmi les dépenses
publiques de la Turquie, il est indispensable dans le cadre de notre étude de raisonner sur les
dépenses publiques hors intérêt de la dette, afin d’avoir une vision non-biaisée du rôle de
l’Etat turc. En effet, en raisonnant avec des dépenses publiques incluant le service de la dette,
on a, lors de la dernière décennie, une évolution complètement différente des dépenses
publiques par rapport au PIB, puisque, comme on peut l’observer sur le graphique 2, celles-ci
ne font que s’accroître au point d’atteindre le niveau de 50% du PIB en 2001, soit un niveau
comparable à ceux que connaissent en moyenne les pays européens comme la France ou
l’Allemagne !
-165-
3

Graphique 2. Evolution des dépenses publiques de la Turquie, service de la dette inclus
(en % du PIB) entre 1970 et 2001
60
50
40
30
20
10
70 75 80 85 90 95 00
G
Source: World Development Indicators de la Banque Mondiale (2002), GDN Data Query.
Au contraire, en raisonnant avec des dépenses publiques par rapport au PIB hors-intérêt de la
dette, on a une vision du poids de l’Etat turc plus réaliste, qui est de 25% du PIB pour l’année
2001. Ainsi d’après le graphique 3, on peut mettre en évidence trois tendances caractérisant
l’évolution des dépenses publiques par rapport au PIB hors service de la dette entre 1970 et
2001:
-ladécennie 70 correspondant à la période de planification qui est marquée par un niveau des
dépenses publiques se situant entre 15% et 20% du PIB.
- la décennie 80 marquée tout d’abord par une hausse subite du rapport dépenses
publiques/PIB à 24% (conséquence de l’arrivée au pouvoir en 1982 d’un gouvernement
militaire), avant de diminuer progressivement jusqu’à atteindre 14% en 1988 ; soit une
réduction de la taille de l’Etat de 10 points en 6 ans, conséquence du passage d’une économie
planifiée à la libéralisation commerciale, autrement dit, du retrait de l’Etat des activités
productives.
-enfin,ladécennie 90 marquée par une tendance à la hausse des dépenses publiques,
conséquence des politiques populistes et des crises économiques, comme on l’a déjà évoqué
précédemment. Toutefois, cette évolution à la hausse des dépenses publiques lors des années
90 est très volatile, instable. En effet, on relève sur cette période trois pics atteints par les
-166-
4

dépenses publiques par rapport au PIB ( 21,8% en 1993, 23% en 1996, 24,1% en 1999),
auxquels a succédé l’année suivante une forte diminution ( 18,5% en 1994, 19,9% en 1998),
conséquence des programmes de stabilisation du FMI fondés sur la rigueur budgétaire.
Graphique 3. Evolution des dépenses publiques de la Turquie, hors service de la dette
(en % du PIB) entre 1970 et 2001
26
24
22
20
18
16
14
12
70 75 80 85 90 95 00
G
Source: calculs des auteurs, à partir des données de la Banque mondiale (World Development Indicators, 2002 ;
GDN Data Query).
II) RESULTATS ECONOMETRIQUES
Après avoir ainsi étudié l’évolution des dépenses publiques turques, nous pouvons
nous intéresser à la détermination de la taille optimale de l’Etat turc, avec, au préalable, la
présentation du cadre théorique de l’analyse, puis celle des résultats obtenus sur le cas de la
Turquie.
2.1) Le cadre théorique de la détermination de la taille optimale de l’Etat
Parmi les travaux relatifs à la détermination de la taille optimale de l’Etat, deux approches ont
retenu notre attention : d’une part, l’approche inspirée du modèle de croissance endogène de
-167-
5

Barro (1990) 1 ;etd’autre part, l’approche développée par R.Armey (1995) 2 et reprise par
R.K. Vedder et L.E. Gallaway (1998) 3 .
Tout d’abord, l’approche de Barro 4 suppose la fonction de production intensive suivante :
( 1-a)
y = Ak . d
de sorte que, si on passe en logarithme, on a :
Log y = C + a Log d + (1-a ) Log k
a
avec Log y, le logarithme du produit par rapport au nombre de travailleurs
avec Log d, le logarithme des dépenses publiques par rapport au nombre de travailleurs
avec Log k, le logarithme du capital par rapport au nombre de travailleurs.
avec g, le taux de croissance de l’économie
Ainsi, l'estimation de paramètre a nous permet de calculer la taille optimale de l’Etat
(a =d/y=t ).
1
BARRO R. (1990), « Government spending in a simple model of endogeneous growth », Journal of
Perspectives Economics, 98 (5), p.108-125.
2
ARMEY R. (1995), The Freedom Revolution, (Washington D.C ; Regnery Publishing Co.).
3
VEDDER R.K., GALLAWAY L.E. (1998), Government size and Economic Growth, dec. Joint Economic
Comittee (15p.).
4
Pour une présentation détaillée, cf. Berthomieu C. (9 avril 2003), Dépenses publiques et taille optimale de
l’Etat dans le modèle de BARRO (1990), working paper FEMISE 2, CEMAFI.
-168-
6

Quant à l’approche d’Armey 5 , elle consiste en la construction d’une courbe (dite « courbe
d’Armey »), reliant les dépenses publiques (par rapport au PIB) à la croissance économique
(PIB), dont le but est de mettre en évidence un seuil optimal de dépenses publiques.
O ou g %
(s.o)* G/PIB
Dans leur article, Vedder et Gallaway (1998) ont testé, pour le cas des Etats-Unis, la relation
suivante pour une période allant de 1947 à 1997:
O = A + b. (G/PIB) –c. (G /PIB) 2 + d.t – e.U
où t et U désignent respectivement le temps et le taux de chômage.
Ils obtiennent le résultat suivant :
O = -566,2 + 121,2 (G/PIB) – 3,47 (G/PIB) 2 + (autres variables)
Ainsi, ils trouvent dans leurs calculs le chiffre de 17,5% pour le seuil “idéal” de taille de l'Etat
recherché.
Les mêmes auteurs, en prolongeant leur étude sur une période plus étendue (1796-1996)
testent la relation suivante :
g %= A +b. (G/PIB) –c. (G/PIB) 2 +d .t + f.W
5 Pour une présentation détaillée, on pourra se référer à AYADI E. (2002), Politique budgétaire, Ajustement et
Croissance Economique : Application au cas de la Tunisie, Thèse de Doctorat en Sciences Economiques,
CEMAFI, Université de Nice, décembre 2002.
-169-
7

où t représente encore le temps, et W une variable qui mesure le pourcentage du nombre
d’années de guerre par rapport aux dix années des périodes selon lesquelles ils découpent
leurs séries chronologiques.
Le résultats trouvé est le suivant:
g%= 73,7 + 1,52 (G/PIB) – 0,069 (G/PIB) 2 + (autres variables)
Ainsi, si on fait le calcul, le résultat trouvé pour le seuil idéal de taille de l'Etat est de
l'ordre de 11,1% pour le cas des Etats-Unis.
2.2) Analyse économétrique et résultats
La partie empirique de notre travail consiste à estimer l’approche de Barro et celle
d’Armey sur le cas de la Turquie.
Concernant l'équation de Barro (1990), les différentes régressions nous donnent des
résultats non satisfaisants à propos de l'hypothèse des rendements d’échelles constants. Cela
est dû, à notre avis, à la structure des séries statistiques de la Turquie, qui ne sont pas
uniformes. Les données utilisées dans cette étude économétrique proviennent de la base de
données de Easterly W. (2001). L’échantillon sélectionné pour ce modèle couvre la période
1970-1997. Il faut noter que la série concernant le capital par travailleur a été calculée par les
auteurs à partir de la méthode de l’inventaire permanent 6 .
Concernant la courbe d’Armey (1995), l’équation estimée a été la suivante :
O = a + b (G/PIB) – c (G/PIB) 2 + d (T/PIB) + e INF + f (IP/PIB) + e
avec
O désigne le PIB en dollars constants en 1995 ;
G/PIB : la part des dépenses publiques hors service de la dette par rapport au PIB ;
T/PIB : la pression fiscale totale par rapport au PIB ;
6 Selon l’équation suivante : Kt =(1-d )Kt-1 +It oùKtest le stock de capital à la période t, It
désigne l’investissement en volume à la période t et d le taux de dépréciation physique de capital.
Suite aux différents calculs, on trouve que le taux de dépréciation pour la Turquie varie énormément
entre les années. En effet, on trouve un taux de dépréciation qui avoisine 14% en 1988, alors qu’en
1989, il est de l’ordre de 16% et de 19% en 1990. Ces valeurs sont différentes de celle retenu dans la
théorie où il est de l’ordre de 5%. Pour plus de détails, voir l’annexe statistique.
-170-
8

INF : le taux d’inflation ;
IP/PIB : la part de l’investissement privé par rapport au PIB.
Le choix de G pour la part des dépenses publiques hors service de la dette en
pourcentage du PIB, se justifie par le fait que le service de la dette a connu une forte
croissance lors de la décennie 90 au point de représenter la moitié des dépenses publiques de
la Turquie en 2001. Dans ces conditions, pour ne pas avoir une vision biaisée du rôle de l’Etat
turc, nous avons raisonné sur les dépenses publiques hors service de la dette en pourcentage
du PIB.
Les données utilisées dans notre étude économétrique proviennent de la base de données de
Easterly Williams. (2001) 7 . L’échantillon sélectionné couvre la période 1972-1998.
La régression de l'équation de l'approche d'Armey nous a donné le résultat suivant:
O = 676.711 + 101.33 (G/PIB) – 2.48 (G/PIB) 2 + 40.92 T/PIB + 2.74 INF + 77.3 IP/PIB
R 2 = 0.86 DW=1.05
Si on fait le calcul de la taille optimale de l'Etat, on trouve un chiffre de 20.42%. Il semble
donc que la taille optimale de l'Etat turc se situe autour de 20-21% du PIB. Un tel chiffre
nous semble crédible puisque la Turquie a connu des politiques de développement d’
inspirations différentes (d’abord planifiées, puis libérales).
7 Base disponible sur le site de la Banque Mondiale
-171-
9

ANNEXES STATISTIQUES
Méthode du calcul du stock de capital :
La base de données d’Easterly (2001) nous a fourni les données du stock de capital sur la
période de 1970 à 1990. On a donc élargi ces données pour la période 1991 à 1997, à partir
de la méthode de l'inventaire permanent :
Kt = (1-d ) Kt-1 + It
K91=(1-5%)K90+ I91
K90 étant le stock de capital par travailleur en 1990, et I l’investissement en volume par
travailleur en 1991.
L’application numérique nous donne :
K91= (0.95)*7587+1265=8472.62
Et de la même manière pour K92, K93, K94, K95, K96 et K97
K92 =(0.95)*8472.6+1413=9462.01
-172-
10

11
Données statistiques utilisées dans la régression de modèle de Barro (1990)
Année Ow dw kw
1970
4840.
60
545.6
3
3353.
51
1971
5128.
61
648.6
3
3603.
29
1972
5473.
94
673.2
8
3842.
37
1973
5522.
04
674.2
1
4091.
66
1974
5974.
47
608.2
7
4347.
10
1975
6415.
04
722.2
7
4716.
93
1976
6839.
11
861.9
8
5195.
80
1977
7115.
41
1015.
54
5695.
08
1978
7022.
63
969.6
1
6153.
18
1979
6837.
54
1028.
01
6348.
92
1980
6691.
13
995.4
0
6511.
78
1981
6640.
48
920.2
3
6651.
19
1982
6648.
13
953.8
9
6806.
12
1983
6726.
66
988.3
2
6884.
93
1984
6977.
50
1028.
96
6937.
45
1985
7090.
87
1001.
84
6988.
75
1986
7601.
51
871.5
6
7140.
02
1987
7932.
31
983.1
0
7368.
85
1988
7881.
33
952.7
9
7519.
69
1989
7866.
83
962.2
7
7582.
28
1990
8631.
77
1046.
40
7587.
52
1991
5754.
39
1230.
26
8472.
62
1992
6025.
25
1230.
26
9462.
01
1993
6353.
30
1570.
36
10735
.90
1994
5888.
43
1374.
04
11417
.10
1995
6025.
60
1348.
96
12392
.24
-173-

1996
1997
6309.
57
6652.
73
1698.
24
1949.
84
13298
.60
14189
.69
ow désigne l'output (le produit) par travailleur
dw désigne les dépenses publiques par travailleur
kw désigne le stock de capital par travailleur
Données statistiques utilisées dans la régression de l’équation d’Armey
Anné
(G/PI
e O G/PIB B) 2
INF IP/PIB T/PIB
271.9
1972 2463 16.49 2 11.70 7.24 12.72
271.9
1973 2471 16.49 2 15.40 6.18 13.58
211.7
1974 2658 14.55 0 15.80 8.48 12.55
271.9
1975 2838 16.49 2 19.20 7.49 14.04
304.8
1976 3007 17.46 5 17.40 8.32 15.62
423.5
1977 3112 20.58 3 27.10 7.41 16.05
384.1
1978 3052 19.6 6 45.30 3.98 16.00
423.5
1979 2955 20.58 3 58.70 2.93 14.22
414.9
1980 2874 20.37 3 110.20 9.33 14.33
326.8
1981 2858 18.07 3 36.60 8.71 15.26
611.1
1982 2868 24.72 7 30.80 8.67 14.60
346.9
1983 2909 18.62 9 31.40 7.56 13.93
354.3
1984 3022 18.82 1 48.40 8.10 10.80
313.9
1985 3077 17.71 1 45.00 7.29 11.34
1986 3299 14.09 198.6 34.60 8.62 11.72
-174-
12

4
209.5
1987 3441 14.47 4 38.80 15.66 12.19
194.2
1988 3419 13.93 0 73.70 16.28 11.32
200.5
1989 3411 14.16 7 63.30 15.84 11.61
203.1
1990 3741 14.25 0 60.30 17.10 11.57
320.2
1991 3666 17.89 8 66.00 15.11 12.33
321.6
1992 3807 17.93 4 70.10 16.42 12.55
477.5
1993 4049 21.85 3 66.10 20.35 12.82
344.4
1994 3748 18.56 7 106.30 15.76 15.20
371.7
1995 3953 19.28 4 88.10 21.55 13.97
529.5
1996 4150 23.01 2 80.30 20.26 15.19
470.7
1997 4396 21.69 5 85.70 20.79 19.05
396.8
1998 4519 19.92 3 84.60 20.32 20.44
Source: World Development Indicators, 2002 ; Easterly Williams (2001)
O désigne le PIB en dollars constants en 1995 ;
G/PIB désigne la part des dépenses publiques hors service de la dette par rapport au PIB ;
T/PIB désigne la pression fiscale totale par rapport au PIB ;
INF désigne le taux d’inflation ;
IP/PIB désigne la part de l’investissement privé par rapport au PIB.
Résultats économétriques
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Sample: 1972 1998
Included observations: 27
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
-175-
13

C 676.7111 1736.311 0.389741 0.7007
G 101.3386 194.7522 0.520347 0.6083
G2 -2.485464 5.114151 -0.485997 0.6320
INF 2.744928 2.320805 1.182748 0.2501
IP 77.30046 11.34052 6.816309 0.0000
R 40.92273 24.81478 1.649127 0.1140
Rsquared
0.869612 Mean dependent var 3324.556
Adjusted
R-squared
0.838567 S.D. dependent var 567.4456
S.E.
regression
of 227.9926 Akaike info criterion 13.88963
Sum
1091593. Schwarz criterion 14.17760
squared resid
Log
-181.5101 F-statistic 28.01146
likelihood
Durbin-
Watson stat
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1.051791 Prob(F-statistic) 0.000000
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-177-
15

PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Politiques économiques et soutenabilité de
la dette publique turque
Etude réalisée par :
Yesim GURBUZ, Thomas JOBERT et Ruhi TUNCER
(ygurbuz@gsu.edu.tr ;tjobert@gsu.edu.tr ;rtuncer@gsu.edu.tr)
mars 2004
Galatasaray Universitesi, Ciragan Cadesi n 36, 34357 Ortakoy, Istanbul, Tuquie
Tel : +(90)212 227 44 80 Fax :+(90)212 259 20 85 www.gsu.edu.tr
-178-

Politiques économiques et soutenabilité de la
dette publique turque
Mars 2004
Ye_im Gürbüz 1 , Thomas Jobert 2 , Ruhi Tuncer 3
Résumé :L’objectif de ce travail est d’analyser la soutenabilité passée et future de la dette publique
totale en Turquie. L’analyse s’appuie sur des études économétriques et des simulations. Les données
utilisées sont trimestrielles afin de prendre en compte les effets infra-annuels qui sont importants en
Turquie étant donnée la très forte volatilité de l’économie et couvrent la période 1988-2002. L’analyse
économétrique de la soutenabilité conclut à un rejet de l’hypothèse de soutenabilité de la dette
publique en Turquie ces quinze dernières années. Les simulations montrent que, pour retrouver un
niveau d’endettement acceptable, il faut que la Turquie résolve son problème d’inflation chronique,
stabilise son économie et adopte soit une politique de gel des dépenses publiques, soit une politique
fiscale très volontariste.
Introduction
Apartir de 1980, la Turquie renonce à son schéma de développement autocentré basé sur le principe
de la planification pour adopter celui d’une économie de marché. Ce changement structurel doit
permettre au pays de résoudre deux problèmes : une inflation très élevée (de l’ordre de 100% par an)
et un déficit de la balance des paiements. L’ouverture de l’économie, la libéralisation des prix,
l’adoption d'un régime de taux de change flexible et la libéralisation des marchés financiers se font
progressivement durant tout le début de la décennie 80. Cette période est marquée par une croissance
économique soutenue, un rééquilibrage de la position extérieure grâce à des exportations très
dynamiques, mais le problème de l’inflation demeure, à cause du financement monétaire du déficit
budgétaire. A partir de la fin des années 80, l’adoption d’une politique populiste conduit à la perte de
compétitivité des produits turcs à cause de l’augmentation des salaires réels. S’ensuit alors une période
marquée par un double déficit : déficit budgétaire et déficit de la balance des paiements.
Cette position insoutenable mène à une crise financière et monétaire en 1994. Cette crise se transforme
en crise réelle, et oblige le pays à faire appelle au FMI. L’adoption d’un programme de stabilisation
permet à l’économie de redémarrer, mais les réformes ne sont pas menées à leur terme, et dés 1995, le
programme est abandonné. Ainsi, les déficits structurels et l’inflation très élevée demeurent. Une
seconde crise secoue la Turquie en 1999. Pour faire face à ces déséquilibres, la Turquie met en place
1 Chargée de recherches à l’Université Galatasaray
2 Professeur à l’université de Rennes 2 et à l’université Galatasaray
3 Yrd. Doc. Dr à l’Université Galatasaray
-179-
1

une politique de stabilisation à la fin de 1999 en étroite collaboration avec le FMI. Les objectifs
principaux du programme sont la lutte contre l’inflation et la baisse des taux d’intérêt réels qui
avoisinent alors les 30%. Ce programme est une réussite et en 2000, l’économie connaît à la fois une
croissance élevée, un fort ralentissement de l’inflation et des taux d’intérêt réels en baisse. En
novembre 2000, la situation se détériore, une crise financière éclate et le FMI intervient. La Turquie
devient alors l’un des deux premiers bailleurs du FMI avec le Brésil. Cette intervention du FMI ne fait
que retarder l’échéance et en février 2001, une nouvelle crise financière oblige le Trésor public à
racheter la dette des banques privées qui sont en situation de faillite. Cette crise plonge la Turquie dans
une récession et oblige le gouvernement à abandonner la politique de stabilisation de l’inflation.
Apartir de ce bref aperçu de l’économie turque au cours de ces 20 dernières années, on peut
s’interroger sur la pertinence des politiques économiques suivies et sur les effets de ces politiques sur
la soutenabilité de la dette publique. L’objectif de notre travail consiste donc à analyser la
soutenabilité de la dette publique en Turquie et à examiner des scénarios de politiques économiques
permettant de rendre cette dette soutenable. Etant donnée la très grande instabilité de l’économie
turque, nous travaillerons, nous l'avons dit, avec des données trimestrielles. Notre étude démarre en
1987, date à laquelle la plupart des réformes structurelles conduisant le pays vers une économie de
marché sont achevées.
Notre travail s’organise de la façon suivante : dans une première section, nous allons analyser
empiriquement la soutenabilité de la dette publique durant ces quinze dernières années. Dans une
seconde section, nous nous interrogerons sur la politique économique à adopter pour rendre cette dette
soutenable. Ce dernier travail se fera à l’aide une modèle simplifié de l’économie turque et au moyen
de simulations.
I. La dette publique turque était-elle soutenable ?
Notre objectif est de déterminer si les politiques économiques menées en Turquie ces quinze dernières
années ont assuré la soutenabilité de la dette publique turque. Pour cela, nous allons utiliser deux
approches : l’approche comptable et l’approche actuarielle intégrant des tests économétriques.
I.1. Les différentes approches
Les deux approches s’appuient sur l’équation d’accumulation de la dette publique :
(1) B t+
1 = ( 1 + i at ) Bt
+ G t+
1 - Tt
+ 1
où Bt est la dette publique en valeur, i at le taux d’intérêt nominal apparent, G t les dépenses
publiques hors intérêt en valeur et Tt les impôts en valeur. Dans un souci de simplicité, nous n’avons
pas pris en compte explicitement les revenus du seigneuriage. De ce fait, ils se retrouvent dans le taux
-180-
2

d’intérêt nominal apparent. Il est à noter que cette équation peut aussi s’écrire en termes réels, en
déflatant chaque variable par le niveau général des prix. Les variables sont alors exprimées en volume
et le taux d’intérêt s’écrit en terme réel.
I.1.1. L’approche comptable
Sous les hypothèses : i at = i a , le taux d’intérêt est constant,
et Yt + 1 = ( 1 + n) Yt
l’équation d’évolution de la dette en pourcentage du PIB devient :
(2)
B
Y
t+
1
t+
1
, le taux de croissance de l’économie n est supposé constant,
Ê1
+ i a ˆ Bt
G
= Á ˜ +
Ë 1 + n ¯ Yt
Si on assimile la notion de soutenabilité à celle de stabilité, c’est à dire si considère que la dette est
soutenable si
B
Y
t+
1
=
t+
1
B
Y
t
t
t+
1
Y
- T
t+
1
, la condition de soutenabilité s’écrit :
Ê n - i a ˆ Bt
G t - Tt
(3)
Á ˜ =
Ë 1 + n ¯ Yt
Yt
L’équation (3) donne une condition de soutenabilité. Si le taux de croissance de l’économie est
supérieur au taux d’intérêt apparent de la dette, l’existence d’un déficit primaire est compatible avec la
Ê n - i a ˆ
stabilité de la dette à condition que ce déficit soit inférieur àÁ ˜¯ Bt
.Siletauxdecroissance de
Ë 1 + n
l’économie est inférieur au taux d’intérêt apparent de la dette, alors l’Etat doit dégager un excédent
Ê i a - n ˆ
budgétaire primaire d’au moinsÁ ˜Bt
.
Ë 1 + n ¯
Il s’agit alors de calculer, pour chaque période, le taux d’intérêt apparent ainsi que le taux de
croissance de l’économie, puis de regarder à quel moment la dette publique en Turquie respecte cette
condition de soutenabilité.
t+
1
1.1.2. L’approche actuarielle et les tests économétriques
Cette approche se situe dans la perspective stochastique initiée par l’article d’Hamilton et Flavin
(1986) et s’appuie sur la contrainte budgétaire inter-temporelle de l’Etat. En effet, à partir de
l’équation d’accumulation de la dette publique (1), en notant E t Yt + j l’espérance conditionnelle de la
variable Y faite pour la période t+j connaissant l’information en t (nous avons assimilé les
anticipations rationnelles aux espérances conditionnelles) et en substituant les valeurs futures de la
dette, nous obtenons l’équation suivante :
-181-
3

B
t
G
- T
•
t+
j t+
j
t+
j
Et
+ lim E
j
t
j
j=
0 ( 1 + i at j ) Æ•
+
( 1 + i at+
j
= Â
En supposant 4 que le taux d’intérêt est une variable aléatoire stationnaire avec E t ( 1 + i at+
j ) = 1 + i a ,
la contrainte budgétaire inter temporelle devient :
(4)
B
t
=
•
Â
j=
0
E
t
G
t+
j
- T
( 1 + i )
a
t+
j
j
+ lim E
iƕ
t
B
t+
j
( 1 + i
Le premier terme du membre de droite de l’équation (4) représente la somme actualisée des déficits
futurs anticipés. Le second terme doit tendre vers 0 pour que la stabilité de la dette soit assurée. Cette
condition de transversalité est aussi connue sous le nom de « non-jeu à la Ponzi ». C’est à partir de
l’équation (4) que se fondent les tests économétriques de soutenabilité.
Dans l’approche économétrique de la soutenabilité, on assimile cette notion à celle de stationnarité. La
dette publique sera donc soutenable si elle est stationnaire. Dans le cas où la dette n’est pas
stationnaire, il convient de s’interroger sur les causes de cette non-stationnarité. Deux possibilités sont
àenvisager. Soit la condition de transversalité n’est pas respectée, soit la somme actualisé des déficits
primaires anticipés n’est pas stationnaire. Trehan et Walsh (1991) ont montré que la convergence du
déficit actualisé est équivalente à la satisfaction de la condition de transversalité. Pour que le déficit
actualisé converge, il faut que le surplus budgétaire total soit stationnaire. Si ce n’est pas le cas,
Hakkio et Rush (1991) suggèrent qu’une condition nécessaire et suffisante à la soutenabilité est
l’existence d’une relation de cointégration entre les recettes et les dépenses totales avec un vecteur (1,
-b) sous la condition 0

I.2. Un premier regard sur les données
L’analyse empirique de la soutenabilité nécessite l’obtention d’un certain nombre de variables. Il
s’agit la dette publique en valeur, du taux d’intérêt nominal apparent, des dépenses publiques hors
intérêt en valeur, des impôts en valeur, du PIB et l’inflation. Dans l’annexe 1, nous définissons les
différentes composantes de la dette publique et la méthode utilisée pour la calculer ainsi que les séries
de dépenses publiques, de recettes et de PIB. Pour calculer les intérêts versés, nous utilisons l’équation
(1) d’accumulation de la dette publique, ce qui permet de garder une cohérence comptable à nos
données. Les intérêts versés s’écrivent donc : i at Bt
= Bt
+ 1 - Bt
- G t+
1 + Tt
+ 1 .Une fois cette variable
i at Bt
calculée, il est facile d’obtenir le taux d’intérêt apparent : i at = .
B
I.2.1. L’évolution de la dette publique
Une fois les données obtenues, il convient avant tout de les commenter au regard des évènements
économiques et politiques.
120,00
100,00
80,00
60,00
40,00
20,00
0,00
1988Q4
1989Q3
1990Q2
1991Q1
Graphique 1.1 : Dette publique totale en % du PIB
1991Q4
1992Q3
1993Q2
1994Q1
1994Q4
1995Q3
1996Q2
Source : Banque Centrale turque
L’examen du graphique 1.1 représentant la dette publique totale en pourcentage du PIB permet de
repérer les deux crises majeures qui ont frappé la Turquie : la crise de 1994 et celle de 2001. Entre
1988 et 1990, grâce au dynamisme de son économie la Turquie a réduit son niveau d’endettement à
moins de 40% du PIB. A cause de la crise de 1994, la dette publique atteint presque 70% du PIB, mais
le pays retrouve assez rapidement un niveau d’endettement acceptable. A partir de 1999, les comptes
-183-
1997Q1
1997Q4
1998Q3
t
1999Q2
2000Q1
2000Q4
2001Q3
2002Q2
2003Q1
5

des finances publiques se dégradent lentement jusqu’à la crise de 2001. En quelques mois, la part de la
dette publique dans le PIB double pour atteindre plus de 100%.
Dans le graphique 1.2, on a la répartition en pourcentage des dettes domestique et extérieure dans la
dette publique totale. On voit que la part de la dette extérieure est majoritaire jusqu’à la fin des années
90, alors que celle de la dette domestique est très importante en 2000 et 2001. On observe qu’en 1994
la dette extérieure devient très importante, ce qui correspond à la crise de 1994 : Vers la fin de 1993,
l’aversion pour la livre turc s’est accélérée, d’une part à cause de la dévaluation de la livre turc afin de
réduire l’écart entre le taux de change et l’inflation, et d’autre part, à cause d’une fuite des capitaux
(due à l’imposition des revenus d’intérêt) et des déclarations des institutions internationales signifiant
la baisse de la crédibilité de la Turquie. Le déficit de la balance courante augmentant, la sortie de
capitaux a posé des problèmes de ressources pour l’économie et on a commencé à financer le paiement
des importations et de la dette par emprunt à l’étranger, ce qui a eu un impact sur la dette extérieure.
Cela est dû au fait qu’à partir de la seconde moitié de 1993, le gouvernement a essayé de faire baisser
les taux d’intérêt dans un environnement où la demande de fonds publics était forte. Comme le
gouvernement n’a pas voulu proposer des taux d’intérêt satisfaisants, le Trésor n’a pas pu s’endetter.
En plus, on a fait de mauvaises réformes fiscales et donc on a été obligé de s’orienter vers l’emprunt à
l’étranger, ce qui a fait que la dette extérieure s’est élevée à partir de la seconde moitié de 1993.
100%
80%
60%
40%
20%
Graphique 1.2 : Les composantes de la dette publique en pourcentage
0%
1988Q4 1989Q4 1990Q4 1991Q4 1992Q4 1993Q4 1994Q4 1995Q4 1996Q4 1997Q4 1998Q4 1999Q4 2000Q4 2001Q4 2002Q4
Source : Banque Centrale turque
Dext
Ddom
On voit aussi que la part de la dette extérieure diminue vers la moitié de 1994, avec la mise en
application du nouveau programme économique du 5 avril visant la réduction de l’inflation, la stabilité
de la livre turque, la hausse des exportations et la réduction des déficits publics.
C’est dans les années 2000 – 2001 que la part de la dette domestique devient importante dans la dette
totale. C’est la période des deux grandes crises dont les causes essentielles étaient les déficits
publiques (la dette publique étant à très court terme) et la fragilité du système bancaire. A ce point de
l’analyse, il faut insister sur la fragilité du système bancaire turc pour comprendre la hausse de la dette
domestique à cette période. En effet, la fragilité du système bancaire a été accrue par l’ampleur des
-184-
6

opérations d’arbitrage des banques publiques (transactions sur les titres de l’Etat ou sur les titres de
très court terme) dans leurs activités traditionnelles. De plus, ces banques, du fait du succès du
programme de désinflation mis en place en 1999, ont accru leurs emprunts en devises pour spéculer
sur les titres d’Etat et les titres à court terme. Mais la valeur de ces titres serait annulée en cas de crise
de liquidité ou d’attaques spéculatives de devises puisque dans une telle situation, chaque agent
économique chercherait à rester sur une position liquide. Cela constituait un risque pour les banques
puisque leurs actifs seraient ruinés si elles n’arrivaient plus à couvrir leurs positions ouvertes. Ainsi la
crise a été entretenue jusqu’à la fin des faillites bancaires, avec la baisse des taux d’intérêt induite par
le programme de stabilisation et le ralentissement des créations de liquidités qui ont pesé sur les
marges des banques qui ont conduit à la crise de fin de 2000.
C’est juste à ce point que l’on peut expliquer la hausse de la dette domestique : les besoins de liquidité
des banques publiques ont été procurés par la dette domestique à court terme et à des taux d’intérêt
élevés. Le secteur public s’est orienté vers l’offre publique et a commencé à s’endetter à des taux
d’intérêt variables ou par des titres libellés en devises. On peut ainsi dire que cette période a été une
période où la structure et la composition de la dette domestique a changé.
I.2.2. La structure de la dette publique en 2002
L’Examen du budget consolidé de 2002, montre que les recettes ont une valeur de 76,4 quatrillions de
livres turques alors que les dépenses sont de 115,5 quatrillions de L.T.. On a alors un déficit de 39
quatrillions de L.T.. D’autre part, on est face-à-face avec un déficit de liquidité de 34,4 quatrillions qui
est financé par une dette extérieure de 16,6 quatrillions de L.T., par une dette domestique de 17,5
quatrillions de L.T. et par divers moyens. Par conséquent, à la fin de 2002, on a un stock de dette du
budget consolidé de 148,5 milliards de dollars : le stock de la dette domestique constitue 62% de cette
dette alors que le stock de la dette extérieure en constitue 38%.
Dans le tableau 1.1, on voit qu’une grande partie de la dette publique est en livres turques avec
39,10%:
Tableau 1.1 : Composition de la dette publique à la fin de 2002
En L.T. 58.560 trillions de L.T. 35.828 millions de USD 39,10 %
En devises 8.595 trillions de L.T. 5.258 millions de USD 5,70 %
Libellé en devises 11.952 trillions de L.T. 7.312 millions de USD 8 %
Source : Banque Centrale turque
-185-
7

Tableau 1.2 : Structure de la dette totale en milliard de dollars
Libellée en
T.L.
Libellée
en USD
Libellée en
Euros
Libellée en
SDR
Libellée en
JPY
Stock total 62.2 42.9 18.4 19.9 4.4 0.8
Stock de dette dom. 62.2 20.0 3.5 5.9 - -
Stock de dette ext. - 22.8 14.9 13.9 4.4 0.8
Source : Banque Centrale turque
Divers
Dans le tableau 1.2, on constate que la dette en L.T. et en dollars constitue 70% du stock de la dette du
budget consolidé. Cependant, la dette en euros n’a qu’une part de 12 % dans cette dette. D’autre part,
le stock de la dette domestique est principalement constitué de L.T. avec un pourcentage de 68%.
Cependant, on a un stock de la dette extérieure de 56.8 milliards de dollars dans le budget consolidé.
Celui-ci est constitué d’un stock de dette de 22.8 milliards de dollars, ce qui constitue 66% du stock de
la dette extérieure totale et d’un stock de dette en euros de 14,9 milliards de dollars.
Moyen
termes
et Long
Tableau 1.3 : Maturité de la dette extérieure (en %)
1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
72.5 82.8 78.6 78.5 79.0 78.5 77.7 76.4 85.9 87.9
Court terme 27.5 17.2 21.4 21.5 21.0 21.5 22.3 23.6 14.1 12.1
Source : Banque Centrale turque
Quant à la maturité de la dette publique (tableau 1.3), on peut dire que la dette domestique publique est
en général à court terme, surtout à cause des problèmes de liquidités des banques pendant les périodes
de crises vécues dans les dernières années.
D’autre côté, pour la maturité du stock de la dette extérieure, on peut dire qu’à partir de 2000, la part
de la dette à court terme a baissé : en 2002, la dette extérieure est constituée de 87,9% de la dette à
moyen et à long terme et de 12% de la dette à court terme.
I.3. La soutenabilité à l’épreuve des faits
Notre analyse historique et graphique de l’évolution de la dette publique en Turquie doit être
complétée par une analyse quantitative. Nous allons analyser la soutenabilité de la dette au moyen du
critère comptable et des tests économétriques.
-186-
8

I.3.1 La soutenabilité dans l’approche comptable
Rappelons que notre analyse se base sur le critère défini par l’équation (3) :
(3)
Ê n - i a ˆ Bt
G t - Tt
Á ˜ =
Ë 1 + n ¯ Yt
Yt
Pour chaque période, nous calculons un critère de soutenabilité à partir de cette équation. La dette
publique est soutenable si le critère est positif. Rappelons qu’il y a deux cas de figure. Soit le taux
d’intérêt nominal apparent est inférieur au taux de croissance de l’économie. Dans ce cas, la
soutenabilité est compatible avec un déficit primaire à condition que celui-ci n’excède pas
Ê n - i a ˆ
Á ˜¯ Bt
.
Ë 1 + n
Si le taux d’intérêt est supérieur au taux de croissance, alors il faut dégager un excédent primaire d’un
-
Ê i a n ˆ
moinsÁ ˜D
t
Ë 1 + n ¯
.
Tableau 1.4 : Critère comptable de soutenabilité avec des données annuelles
Dette en % du PIB Excèdent primaire en
% du PIB
Taux d'intérêt
nominal apparent
Taux de
croissance
nominal
Critère de
soutenabilité
1989 46,18 0,86 39,76 78,98 10,98
1990 36,16 -0,02 43,12 67,53 5,25
1991 41,06 -1,31 75,20 66,53 -3,44
1992 42,38 -0,51 84,36 71,37 -3,72
1993 42,40 -0,97 95,04 79,50 -4,64
1994 57,67 4,68 171,66 109,52 -12,43
1995 44,41 4,55 77,47 90,04 7,49
1996 46,77 2,63 94,84 92,18 1,99
1997 44,43 0,81 93,05 98,28 1,99
1998 42,25 6,12 92,55 67,72 -0,13
1999 53,75 2,38 106,20 55,33 -15,22
2000 52,32 7,77 94,57 48,70 -8,37
2001 103,65 8,71 143,62 57,93 -47,53
2002 88,82 5,85 46,30 44,53 4,76
-187-
9

Tableau 1.5 : Critère comptable de soutenabilité (données trimestrielles)
Dette en % du PIB Excèdent primaire en % Taux d'intérêt Taux de croissance Critère de
du PIB nominal apparent nominal soutenabilité
1988Q4 57,51 -0,56 9,28 10,27 0,52
1989Q1 56,19 0,81 11,05 12,24 0,60
1989Q2 54,67 0,93 5,13 22,49 7,76
1989Q3 47,30 -0,39 12,08 16,04 1,62
1989Q4 46,18 -0,49 6,82 12,19 2,22
1990Q1 43,71 0,26 7,47 15,27 2,96
1990Q2 40,53 0,22 4,10 17,62 4,67
1990Q3 35,81 0,06 13,02 13,68 0,21
1990Q4 36,16 -0,56 13,19 8,70 -1,49
1991Q1 36,98 0,68 13,90 10,26 -1,21
1991Q2 37,82 0,38 13,81 17,55 1,21
1991Q3 37,62 -1,00 20,08 13,79 -2,08
1991Q4 41,06 -1,36 12,55 12,92 0,14
1992Q1 40,58 0,35 9,97 13,38 1,23
1992Q2 39,26 0,09 21,70 17,85 -1,28
1992Q3 40,56 -0,02 17,51 15,01 -0,88
1992Q4 42,38 -0,94 17,23 11,52 -2,16
1993Q1 44,85 -0,30 10,50 15,11 1,80
1993Q2 42,96 0,09 19,73 21,77 0,72
1993Q3 42,29 -0,04 14,28 15,96 0,62
1993Q4 42,40 -0,72 29,00 10,44 -7,12
1994Q1 49,87 -0,35 64,80 17,32 -20,17
1994Q2 67,89 2,16 8,09 24,69 9,05
1994Q3 56,97 1,88 24,40 20,82 -1,68
1994Q4 57,67 0,98 22,60 18,55 -1,96
1995Q1 57,97 1,68 12,05 18,73 3,27
1995Q2 53,67 1,03 7,52 23,67 7,01
1995Q3 45,07 1,60 14,20 15,28 0,43
1995Q4 44,41 0,24 28,98 12,27 -6,60
1996Q1 50,32 0,69 21,08 14,99 -2,66
1996Q2 51,35 1,63 18,58 22,96 1,84
1996Q3 49,11 0,41 13,92 19,88 2,45
1996Q4 46,77 -0,10 19,13 13,38 -2,37
1997Q1 48,42 0,73 14,81 16,86 0,86
1997Q2 46,79 0,78 22,58 24,35 0,67
1997Q3 45,29 0,83 12,24 18,48 2,39
1997Q4 44,43 -1,52 22,21 15,16 -2,71
1998Q1 45,60 1,55 19,26 15,73 -1,39
1998Q2 44,67 2,33 17,32 19,58 0,85
1998Q3 42,19 1,63 15,45 13,65 -0,66
1998Q4 42,25 0,61 19,20 6,65 -4,97
1999Q1 47,42 -0,20 19,73 9,63 -4,36
1999Q2 50,88 0,90 16,48 13,91 -1,14
1999Q3 51,22 0,81 18,68 11,30 -3,39
1999Q4 53,75 0,87 24,58 11,75 -6,16
2000Q1 56,80 3,12 18,04 12,81 -2,62
2000Q2 57,19 2,25 9,58 14,81 2,61
2000Q3 52,21 2,37 11,50 11,19 -0,14
2000Q4 52,32 0,03 34,90 3,26 -16,03
2001Q1 64,69 3,67 68,44 8,83 -35,43
2001Q2 98,05 2,08 22,63 13,48 -7,89
2001Q3 103,78 2,17 13,01 12,30 -0,64
2001Q4 103,65 0,79 4,36 13,87 8,67
2002Q1 93,07 1,92 11,14 10,38 -0,62
2002Q2 90,72 2,98 16,89 12,12 -3,85
2002Q3 92,94 1,65 4,08 9,77 4,84
2002Q4 88,82 -0,71 8,20 6,39 -1,50
-188-
10

Nous voyons dans le tableau 1.5 que jusqu’au troisième trimestre 1990 la dette publique est
soutenable. Après, on ne retrouve plus de période excédant une année ou la dette publique respecte le
critère de soutenabilité. Le deuxième enseignement de ce tableau est que l’élément essentiel pour que
la dette publique soit soutenable est que le taux de croissance de l’économie soit supérieur au taux
d’intérêt. En effet, nous voyons que depuis 1994, l’Etat a presque systématiquement dégagé un
excédent budgétaire primaire. Malheureusement, le montant de cet excédent ne permet pas de
contrebalancer la différence importante qu’il existe entre le taux d’intérêt apparent et le taux de
croissance de l’économie.
I.3.2. Tests de stationnarité de la dette publique
La première étape des tests économétriques de soutenabilité consiste à tester la stationnarité de la dette
publique 5 . Dans un premier temps, nous avons utilisé les tests de Dickey et Fuller ainsi que les tests de
Phillips et Perron (pour une présentation de ces tests, se reporter à l’encadré 1).
Encadré 1 : Tests de racine unitaire
Les tests de racine unitaire se font à partir de la méthode proposée par Dickey et Fuller (1976). La
non-stationnarité du processus Z t peut être de deux natures : une non-stationnarité de type stochastique
ou une non-stationnarité de type déterministe. La non-stationnarité de type stochastique provient de la
présence d’une ou plusieurs racines unitaires dans le processus. Celle de type déterministe est
engendrée par une tendance déterministe qui peut être linéaire, quadratique ou d’un degré plus élevé.
A. Les tests de racine unitaire se font à partir des 3 équations suivantes :
Z = a + b t + r Z + e
(1) D t
t-1
t
(2) DZ t = a + r Z t-1
+ e t
(3) DZ t = r Z t-1
+ e t
où D t = Z t - Z t -1
2
e t N(
0,
s ª
Z et )
Il s’agit alors de tester l’hypothèse H : r = 0 (présence d’une racine unitaire) contre H : r < 0
0
(processus stationnaire). Sous l’hypothèse H 0 , l’estimateur des MCO de r ne suit pas
asymptotiquement une loi normale. Une caractéristique de sa distribution est de dépendre du modèle
considéré, c’est-à-dire de la présence ou non d’un terme constant ou d’une tendance. Il faut donc
utiliser les tables proposées par Dickey et Fuller (1976).
B. Si le résidue t est autocorrélé ou hétéroscédastique, alors l’estimateur de r est biaisé. Pour
palier à ce problème, Said et Dickey (1984) proposent d’ajouter des termes retardés de la variable
différentiée de manière à « blanchir le résidu ». Le choix du nombre de retard est calculé à partir du
2
critère de Hannan ( T * ln( s ) + 2 * ln((lnT
)) * ( 1 + p)
)basé sur la matrice d’information de Kulbak.
e
Pour corriger de l’hétéroscédasticité, nous utilisons la méthode proposée par Phillips et Perron (1988).
C. Pour tester la présence d’une tendance déterministe dans le processus, nous estimons les deux
équations suivantes :
DZ
= a + b t + e
(4) t
t
(5) DZ t = a + e t
et nous utilisons la méthode proposée par Jobert (1993).
5
Les séries étudiées sont en volume. Nous avons donc déflaté les séries par l’indice des prix du PIB base 100 en
1987.
-189-
1
11

Le tableau 1.6 résume la caractéristique des séries. Pour une présentation plus complète des résultats,
vous pouvez vous reporter à l’annexe 2.
Tableau 1.6 : Tests de stationnarité de la dette publique
Tests de Dickey-Fuller Tests de Phillips-Perron
Dette totale I(1) + T 2
I(1)
Dette domestique I(1) + T 2
Dette extérieure I(1) I(1)
Dette totale en % du PIB I(1) I(1)
Dette domestique en % du PIB I(1) I(1)
Dette extérieure en % du PIB I(1) I(1)
Le tableau 1.6 apporte trois enseignements importants. Le premier est que la dette publique totale
(qu’elle soit ou non en pourcentage du PIB) n’est pas stationnaire (Nous avons vérifié que les
variables n’étaient pas intégrées d’ordre 2). Le second est que cette non stationnarité n’est pas due à
une composante particulière de la dette. En effet, la dette domestique et la dette extérieure sont toutes
les deux non stationnaire. Le troisième enseignement est qu’en plus d’une tendance stochastique, la
dette possède aussi une tendance déterministe de type quadratique. La présence de cette tendance est
due aux caractéristiques de la dette domestique et elle disparaît quand on considère les séries en
pourcentage du PIB.
Alalecture du graphique 1.1 représentant la dette publique totale en pourcentage du PIB, nous
pouvions nous interroger sur les conséquences de la crise de 2001 sur la non stationnarité de la série.
En effet, il semble que la dette soit restée stable jusqu’à cette époque. Nous avons donc mené un test
de tendance fragmenté proposé par Perron (1989). Il s’agit de tester si le choc exogène de la crise de
février 2001 est responsable de l’existence d’une racine unitaire dans la série de dette publique. Pour
cela, nous utilisons les modèles suivants :
(A) DZ t = a 1 + a 2 DU t + Âg iDZ
t-1
+ e t
(B) DZ t = a + b1t
+ b 2 DTt
+ rZ
t-1
+ Âg iDZ
t-1
+ e t
Ï 1 si t > TD
Ï t si t > TD
où DU t = Ì
, DTt
= Ì
et la date TD est le premier trimestre 2001.
Ó 0 sinon
Ó 0 sinon
Le modèle (A) représente un processus intégré d’ordre 1 avec une tendance déterministe fragmentée
dont la rupture a lieu au premier trimestre 2001. Le modèle B représente un processus stationnaire
autours d’une tendance déterministe fragmentée.
Il s’agit alors d’estimer le modèle (B) et de tester la nullité du coefficient r .Silecoefficient est nul,
alors la présence d’une tendance fragmentée ne permet pas de lever l’hypothèse d’une racine unitaire.
Si le coefficient est négatif, alors le processus est stationnaire autour d’une tendance fragmentée.
-190-
I(1)
12

La statistique de ce test ne suit pas une loi standard et dépend notamment de la date retenue pour la
rupture. Nous utilisons la table VB page 1377, de l’article de Perron (1989).
Le test de Perron n’est mené que sur la série de dette en volume car la dette en pourcentage du PIB n’a
pas de tendance déterministe. Les résultats empiriques montrent qu’il existe bien une rupture dans la
tendance déterministe engendrant le processus de la dette publique. A partir de 2001, le coefficient
associé à la tendance déterministe augmente. Cependant, la présence de cette tendance déterministe
fragmentée ne permet pas de lever l’hypothèse d’une racine unitaire.
Nous voyons donc que la prise en compte d’une rupture dans la tendance déterministe engendrant le
processus suivi par la dette publique ne permet pas de retenir l’hypothèse de soutenabilité. Cependant,
il reste la question de savoir si la dette publique était stationnaire avant la crise de février 2001. Pour
cela nous avons mené des tests de Dickey et Fuller récursifs en estimant le modèle sur la période
1988-1999, puis en faisant varier la date de fin de période. Ce test est mené uniquement sur la dette
publique en pourcentage du PIB. En effet, c’est la série qui paraît a priori la plus stable. A chaque fois,
nous avons estimé la valeur du coefficient r et de son rapport de Student dans l’équation
p
D t = + rX
t-1
+ Âg iDX
t-i
i=
1
X a + e .Rappelons que pour que la série soit stationnaire, il faut que la
t
valeur du rapport de Student soit inférieure à la valeur critique qui est de –2,89 pour un seuil de 5%.
Le graphique 1.3 montre pour chacune des sous-périodes la valeur du coefficient r et celle de son
rapport de Student.
-0,5
-1,5
-2,5
Graphique 1.3 : Tests de Dickey et Fuller récursifs sur la dette % PIB
1,5
1
0,5
0
-1
-2
-3
1999Q1
1999Q2
1999Q3
1999Q4
2000Q1
2000Q2
2000Q3
2000Q4
2001Q1
2001Q2
2001Q3
2001Q4
2002Q1
2002Q2
2002Q3
2002Q4
2003Q1
coefficient Rapport de Student
La conclusion à laquelle nous aboutissons est que la dette publique en pourcentage du PIB n’est pas
stationnaire, et ce quelle que soit la date finale considérée. Nous pouvons donc conclure que la crise de
février 2001 n’est pas responsable du caractère non stationnaire de la série.
-191-
13

A l’issue des tests menés sur la dette publique, nous pouvons avancer un certain nombre de
conclusions. Premièrement, les tests de racine unitaire concluent à la non-stationnarité de la dette, que
celle-ci soit mesurée en volume ou en pourcentage du PIB. Deuxièmement, la décomposition de la
dette en dette domestique et dette extérieure ne permet pas d’imputer cette non stationnarité à l’une de
ses composantes. Troisièmement, le caractère non stationnaire de la dette ne s’explique pas par la crise
financière de février 2001. Les tests de stationnarité arrivent tous à la même conclusion et nous
pouvons dire que la dette publique turque n’est pas soutenable si le critère retenu pour tester la
soutenabilité est un critère de stationnarité.
I.3.3. L’approche par l’excédent budgétaire total
Dans l’optique développée par Trehan et Walsh (1991), une condition de soutenabilité de la dette est
que l’excédent budgétaire total doit être stationnaire.
Graphique 1.6 : Excédent budgétaire total
20000
15000
10000
5000
0
-5000
-10000
-15000
-20000
-25000
-30000
Graphique 1.7 : Excédent budgétaire en %
du PIB
Une analyse graphique (graphique 1.6) de l’excédent budgétaire permet de remarquer une très forte
volatilité de la série. Il semble que la variance du processus soit croissante avec le temps, ce qui est
caractéristique d’un processus ayant une racine unitaire.
Les résultats des tests de racine unitaire donnés au tableau 1.7 ne confirment pas cet examen
graphique. L’excédent budgétaire apparaît comme un processus stationnaire autours de zéro. D’après
ces tests, la dette publique en volume satisfait la condition de soutenabilité.
Nous avons mené la même étude sur l’excédent budgétaire exprimé en pourcentage du PIB.
-192-
0
-0,05
-0,1
-0,15
-0,2
-0,25
-0,3
-0,35
-0,4
-0,45
14

Tableau 1.7 : Tests de Racine Unitaire de l’excédent budgétaire
Tests de Dickey et Fuller Tests de Phillips et Perron
Nombre de retards 3 3
Equation 1 834.98
Constante Temps Rho Constante Temps Rho
(0.52)
Equation 2 -1144.82
(-1.51)
-73.77
(-1.39)
-1.01
(-2.95)
-0.75
(-2.58)
Equation 3 -0.55
(-2.10)
1047.481
(0.67)
-1196.689
(-1.52)
-80.213
(-1.66)
Tableau 1.8 : Tests de Racine Unitaire de l’excédent budgétaire en % du PIB
-1.088
(-7.89)
-1.043
(-7.59)
-1.009
(-7.35)
Tests de Dickey et Fuller Tests de Phillips et Perron
Nombre de retards 3 3
Equation 1 -0.046
(-2.03)
Equation 2 -0.063
(-3.02)
Constante Temps Rho Constante Temps Rho
-0.001
(-1.71)
-0.96
(-3.77)
-0.73
(-3.30)
Equation 3 -0.129
(-1.24)
-0.036
(-2.01)
-0.055
(-4.06)
-0.0008
(-1.55)
-0.722
(-5.45)
-0.660
(-5.16)
-0.253
(-2.81)
Les tests de racine unitaire concluent à la stationnarité de la série, mais autours d’une constante.
L’excédent budgétaire, qu’il soit mesuré en volume ou en pourcentage du PIB, apparaît comme
stationnaire, ce qui tendrait à valider une condition de soutenabilité de la dette publique. Cependant, ce
résultat doit être nuancé parce le résultat obtenu par Trehan et Walsh (1991) est fait sous l’hypothèse
que le taux d’intérêt apparent de la dette est stationnaire autours d’une constante. A ce stade de
l’analyse, et avant de conclure à la soutenabilité de la dette publique, il faut donc tester cette hypothèse
de stationnarité du taux d’intérêt réel apparent.
-193-
15

Nombre de
retards
Tableau 1.9 : Tests de Racine Unitaire du taux d’intérêt réel apparent
Equation 1 0.379
(2.68)
Equation 2 0.32
(2.45)
Tests de Dickey et Fuller Tests de Phillips et Perron
3 3
Constante Temps Rho Constante Temps Rho
0.001
(1.08)
-0.72
(-2.67)
-0.55
(-2.47)
Equation 3 -0.009
(-0.32)
0.421
(2.41)
0.426
(1.42)
0.001
(1.41)
-0.79
(-5.75)
-0.73
(-5.54)
-0.02
(-0.91)
Les tests de racine unitaires concluent à la non stationnarité du taux d’intérêt réel apparent. Ce résultat
remet en cause la conclusion de soutenabilité à laquelle nous avions abouti. A ce stade de l’analyse,
nous ne pouvons pas dire que la dette publique est soutenable.
I.3.4. Analyse du processus joint des recettes et des dépenses
Pour analyser le processus multivarié engendré par les recettes et les dépenses publiques, nous avons
choisi d’utiliser la méthode proposée par Johansen (1988). L’avantage de cette méthode par rapport à
celle d’Engle et Granger (1987) est qu’elle permet de tester le nombre de relation de cointégration,
qu’elle n’impose pas de normalisation arbitraire sur l’éventuel vecteur de cointégration, et qu’elle
permet de mener des tests de restriction sur les coefficients de la relation de cointégration. L’encadré 2
présente sommairement les processus multivariés.
Valeur propre
Tableau 1.10 : Résultats à prix constant
H0 : r= Trace Lambda max
Valeurs critiques à 5 %
Trace Lamda max
0.209 0 12.48 12.48 15.41 14.07
0.000 1 0.00 0.00 3.76 3.76
D’après le tableau 1.10, le test « de la trace », comme le test « du lambda max » concluent à l’absence
de relation de cointégration entre les recettes et les dépenses mesurées à prix constant. Ce résultat
-194-
16

infirme le test de racine unitaire univarié mené sur l’excédent budgétaire. En effet, nous aurions du
trouver une relation de cointégration avec des coefficient (1,-1).
Valeur propre
Tableau 1.11 : Résultats en pourcentage du PIB
H0 : r= Trace Lambda max
Valeurs critiques à 5 %
Trace Lamda max
0.2392 0 15.17 14.49 15.41 14.07
0.0128 1 0.68 0.68 3.76 3.76
Les mêmes tests menés sur les variables prises en pourcentage du PIB (tableau 1.11) donnent des
résultats plus ambigus. Le test de « la trace » conclut à l’absence de relation de cointégration (mais la
valeur calculée est très proche de la valeur tabulée) alors que le test « du lambda max » conclu à
Re cette Dépenses
l’existence d’une relation de cointégration. Celle-ci s’écrit : b 1 + b 2
avec
PIB PIB
b
b
2
1
= -0.
373 .
Nous avons alors testé s’il était possible d’imposer des contraintes sur les coefficients du vecteur de
cointégration.
L’hypothèse b 0 (qui s’interprète comme la stationnarité des recettes) comme l’hypothèse b 0
2 =
sont rejetées avec des « P. Values » respectives de 1% et 0,1%. De même, l’hypothèse b 1 = b 2
(stationnarité de l’excédent primaire ) est rejetée avec une « P. Value »de 3%.
Nous voyons donc qu’il existe une relation de cointégration entre les dépenses totales et les recettes.
Cependant, ce résultat ne permet pas de conclure que la dette publique est soutenable car la condition
proposée par Hakkio et Rush (1991) n’est valable que sous l’hypothèse de stationnarité du taux
d’intérêt apparent.
-195-
1 =
17

Encadré 2 : Les tests sur les processus multivariés
Dans un souci pédagogique, nous limitons notre analyse à un processus multivarié de dimension 2.
A. Les différentes représentations possibles
Considérons le vecteur X t de dimension deux dont chacune des composantes est au plus intégrée
d’ordre 1. D’après le théorème de représentation de Granger, ce processus admet la représentation
VAR suivante :
(1) DX t = ÂGi DX
t-i
i=
+ p X t-
p + m + e t
p
1
En appelant X 1t et X 2t les deux composantes de X t ,etenadoptant l’écriture polynomiale
p
ÂGi D t-i
= G(
L)
DX
t-1
i=
1
X , le processus s’écrit :
(2) ˜ Ê DX
1t
ˆ Ê G11(
L)
Á
˜ = Á
ËDX
2t
¯ ËG21(
L)
G12
( L)
ˆÊ
DX
1t
-1
ˆ Êp
11
˜
Á
˜ + Á
G22
( L)
¯ËDX
2t
-1
¯ Ëp
21
p ˆÊ
X 12 1t
- p ˆ Ê m1
ˆ Êe
1t
ˆ
˜
˜Á
˜
Á ˜
+ Á
˜ + Á
p ¯Ë
X 22 2t
- p ¯ Ë m 2 ¯ Ëe
2t
¯
La discussion porte sur le rang de la matricep . Trois cas sont envisageables :
1. Rang(p )=0.Lesdeux composantes de X t sont intégrés d’ordre 1 et il n’existe pas de relation de
cointégration. Le processus admet une représentation VAR en différence première.
2. Rang(p ) = 2. Les deux composantes de
représentation VAR en niveau.
X t sont stationnaires. Le processus admet une
3. Rang(p )=1.Lesdeux composantes de X t sont intégrés d’ordre 1 et il existe une relation de
cointégration entre X 1 t et X 2 t . Le processus admet une représentation VECM.
Si Rang(p )=1,alors il existe des matrices de taille (2,1) a et b (non uniques) telles que p = ab ' .
On interprète la relation b ' X t comme la relation de cointégration et le vecteura nous donne le poids
de cette relation de coitégration dans chacune des deux équations.
B. La méthode de Johansen
Johansen (1988) propose une méthode pour estimer les paramètres du processus (2). Notre but n’est
pas d’exposer cette méthode, mais d’utiliser les tests qui lui sont associés. Grâce à cette méthode, nous
pouvons estimer des valeurs propres et des vecteurs propres associés à la matrice p et tester son rang.
Soient 1
ˆl et 2
ˆl les deux valeurs propres avec 0 < l ˆ ˆ
2 < l1
< 1.
Si l ˆ ˆ
2 = l1
= 0 , alors Rang(p )=0.Si
lˆ 2 = 0 et l ˆ
1 ≠ 0 alors Rang(p ) = 1. Si lˆ 1 ≠ 0 et l ˆ
2 ≠ 0 alors Rang(p ) = 2.
Johansen et Juselius ont proposé deux tests du rang de p basés sur le rapport de vraisemblance : le test
« de la trace » et le test « du lambda-max ».
Le test « de la trace » permet de tester l’hypothèse H : r = i H : r = .
Le test « du lambda max » permet de tester l’hypothèse H : r = i
0 contre 1 2
0 contre 1 : r = i + 1
H .
Les lois des tests ne suivent pas des lois standards et sont tabulées notamment par Osterwald et Lenum
(1992).
Une fois déterminée le nombre de relations de cointégration grâce aux valeurs propres non nulles, on
obtient les vecteurs de cointégration en calculant les vecteurs propres associés à ses valeurs propres.
C. Tests de contraintes sur les relations de cointégration
Une fois la relation de cointégration connue, on peut tester s’il est possible d’imposer des contraintes
sur les composantes du vecteur de cointégration. Ce test de rapport de vraisemblance permet de tester
l’hypothèse H : b = Hj
où H est une matrice connue.
0
Ce test permet notamment de tester la stationnarité de chacune des composantes de X t . En effet, s’il
existe une relation de cointégration, cela veut dire que b 1X
1t
+ b 2 X 2t
est stationnaire. Si on
impose 1 0 = b , alors on teste la stationnarité de X 2 t .
Ce test permet aussi d’imposer la contrainte b1 = -b
2 .
-196-
18

I.3.4. Analyse du processus joint "solde primaire et dette"
Suivant la démarche proposée par Bohn (1995) nous allons tester la soutenabilité à partir d’un test
reposant sur l’existence d’une relation de cointégration entre le solde primaire et le stock de la dette.
Valeur propre
Tableau 1.12 : Variables à prix constant
H0 : r= Trace Lambda max
Valeurs critiques à 5 %
Trace Lamda max
0.244 0 14.87 14.82 15.41 14.07
0.0010 1 0.05 0.05 3.76 3.76
Valeur propre
Tableau 1.13 : Variables en % du PIB
H0 : r= Trace Lambda max
Valeurs critiques à 5 %
Trace Lamda max
0.1123 0 8.03 6.32 15.41 14.07
0.0318 1 1.71 1.71 3.76 3.76
Les tableaux 1.12 et 1.13 nous donnent les résultats des tests de Johansen pour les séries à prix
constant et en pourcentage du PIB. L’hypothèse de cointégration est très largement rejetée pour les
variables en % du PIB. Pour les variables à prix constant, en suivant le test du « lambda max » ont
peut accepter l’existence d’une relation de cointégration entre le solde primaire et le stock de la dette.
b1
Cette relation s’écrit : b 1Solde
+ b 2 Dette avec = -41.
88 .
b
Il s’agit maintenant d’imposer des contraintes sur les coefficients de la relation de cointégration.
2
Tableau 1.14 : Tests de contraintes sur les coefficients de la relation de cointégration
Hypothèses testées 2
Valeur empirique du c ( 1)
P-Value
b 0
12.73 0.00
1 =
b 0
3.72 0.05
2 =
Le test b 0 est un test de stationnarité de la dette publique. Le rejet de cette hypothèse dans un
1 =
processus multivarié confirme les résultats obtenus en univarié avec les tests de racine unitaire : la
dette publique est intégrée d’ordre 1.
-197-
19

Le test b 2 = 0 ne peut pas être rejeté au seuil de 5%. Cela veut dire que le solde primaire est
stationnaire. En fait, il n’existe pas de relation de cointégration entre les deux séries, et l’une d’elle (le
solde primaire) est stationnaire.
En conclusion, nous pouvons dire que l’approche économétrique conclut au rejet de l’hypothèse de
soutenabilité de la dette publique turque.
II. Quelle politique économique mener pour rendre la dette soutenable ?
L’analyse économétrique a conclu à la non soutenabilité de la dette publique ces quinze dernières
années en Turquie. Nous pouvons donc conclure que l’Etat doit adopter une autre politique concernant
la gestion des finances publiques et doit réduire son niveau d’endettement.
Il nous faut maintenant, à partir d’un modèle de l’économie turque, analyser des scénarios de
politiques économiques ayant pour objectif la réduction de la dette publique afin de la rendre
soutenable. La difficulté principale de cet exercice réside dans la construction d’une maquette réaliste
de l’économie turque (environnement incertain, choix inter temporel, modèle à générations
imbriquées, équilibre général, etc.). Pour contourner cette difficulté, nous avons choisi de travailler à
partir d’un modèle simple et au moyen de simulations.
Le cadre retenu est celui d’un environnement incertain avec différentes hypothèses sur la croissance de
l’économie. Ces hypothèses peuvent concerner le niveau de croissance en lui-même : croissance
molle, normale ou soutenue, aussi bien que la capacité qu’aura l’économie turque à se stabiliser :
croissance stabilisée ou croissance volatile. La stabilisation de l’économie turque passe par la maîtrise
de son inflation chronique.
Notre objectif est alors le suivant : en fonction de l’environnement économique retenu et de la
politique économique suivie, calculer la probabilité de réussite d’une politique économique visant à
réduire le niveau de l’endettement de l’Etat.
Parmi les problèmes rencontrés, un problème majeur est celui de la définition du critère de réussite de
la politique économique. Doit-on considérer qu’il faille stabiliser le ratio dette sur PIB, le ramener à un
«niveau optimal » (par exemple celui retenu pour les pays de la zone Euro, à savoir 60% du PIB) ou
encore arriver à une dette nulle. Se pose aussi le problème du critère d’efficacité. Doit-on dire qu’une
politique économique est efficace si elle montre sa capacité à réussir dans une mauvaise conjoncture
ou doit-on uniquement retenir sa probabilité de réussite ?
Dans une première section, nous allons présenter notre modèle simplifié de l’économie turque ainsi
que les deux scénarios de politique économique envisagés. Puis, nous donnerons des valeurs aux
paramètres du modèle (ce qu’on appelle la calibration) et enfin nous présenterons les résultats obtenus.
-198-
20

II.1. La modélisation de l’économie
Pour modéliser l’économie turque, nous allons utiliser une maquette simplifiée de l’économie. Nous
allons donc définir les variables retenus et leur dynamique, puis les deux scénarios de politique
économique retenus.
II.1.1. La maquette simplifiée de l’économie
Notre point de départ est l’équation d’accumulation dynamique de la dette écrite en volume :
B
t+
1 = ( 1 + rt
) Bt
+ Gt
+ 1 - Tt
+ 1
Notre but est d’analyser les trajectoire de la dette publique en pourcentage du PIB :
B t
,ou t
Y
t
B est la
dette publique en volume, t Y le PIB en volume, t r le taux d’intérêt réel apparent, Gt les dépenses
publiques en volume et T t les impôts en volume.
Nous devons donc spécifier l’équation d’évolution des quatre variables exogènes : le PIB, le taux
d’intérêt réel, les dépenses publiques et les impôts.
• Equation d’évolution du PIB : Y t+
1 = ( 1 + g + e t ) Yt
. L’économie croit à un taux g qui est
soumis à un aléa e t pouvant être interprété comme un choc exogène de productivité affectant
la croissance. La valeur de cet aléa dépend de l’environnement économique. L’espérance de
cet aléa (positive, nulle ou négative) permet de contrôler le rythme de la croissance
économique (soutenue, normale ou « molle ») et la variance (forte ou faible) permet de
contrôler la stabilité de l’économie (économie très instable ou stabilisée).
• Equation d’évolution du taux d’intérêt réel : rt = r - ae
t - bht
.Letaux d’intérêt réel a une
valeur moyenne r. Si le choc de productivité e t affecte positivement la croissance, on peut
penser que cela va avoir un effet négatif sur le taux d’intérêt car la confiance dans l’économie
grandit, ce qui permet de faire baisser la prime de risque; ht est un choc de change qui va
affecter le montant de la dette libellée en devises, donc les charges de la dette et par
conséquent le taux d’intérêt réel apparent. Cet aléa va permettre de prendre en compte
différents scénarios de politique de change. Les paramètres positifs a et b permettent de
contrôler les effets des deux chocs.
• Equation d’évolution des dépenses publiques. Nous prévoyons différentes équations
d’évolution de cette variable en fonction du scénario de politique budgétaire retenu.
-199-
21

• Equation d’évolution des impôts. Nous prévoyons différentes équations d’évolution de cette
variable en fonction du scénario de politique fiscale retenu.
II.1.2 Simulation du modèle et analyse de la soutenabilité.
Pour un scénario de politique économique, et pour un environnement économique donné, nous
simulons une trajectoire des variables endogènes sur dix ans par tirage aléatoire des chocs e t et h t .
Nous allons donc « tirer » dix réalisations dee eth .Ces deux variables aléatoires sont supposées
indépendantes. Les tirages aléatoires vont nous permettre de construire une trajectoire sur dix ans pour
le PIB, le taux d’intérêt, les dépenses publiques et les impôts. Grâce à ces différentes variables
exogènes, nous pouvons calculer l’évolution de la dette publique pour les dix ans à venir. Nous
retenons une fréquence annuelle pour faire nos simulations.
Cet exercice est répété 500 fois, ce qui permet de calculer la probabilité de réussite d’un scénario de
politique économique en matière de soutenabilité de la dette publique.
Pour chaque scénario de politiques économiques, nous gardons les mêmes tirages des variables
aléatoires afin de pouvoir comparer les différentes situations en fonction de l’environnement
économique retenu (supposé exogène) afin d’analyser la probabilité de réussite
II.1.3. Les deux scénarios de politiques économiques
Le premier scénario envisagé est celui d’une politique fiscale neutre d’une politique budgétaire
restrictive.
Une politique fiscale « neutre » signifie que le taux de pression fiscal reste constant. La politique
budgétaire restrictive obéit à la règle suivante : si la conjoncture le permet, suivant les
recommandations du FMI, l’Etat doit dégager un excédent primaire de 6,5% du PIB. Dans le cas
contraire, les dépenses gouvernementales restent stables en volume. On suppose donc que l’Etat à
réduit au maximum les dépenses publiques et que l’effort de désendettement ne peut se faire qu’à la
condition que la conjoncture économique soit favorable.
Le modèle s’écrit :
• t+
1 = ( 1 + rt
) Bt
+ Gt
+ 1 - Tt
+ 1
B : équation dynamique de la dette.
Y + = ( 1 + g + e ) Y : équation d’évolution du PIB.
• t 1
t t
r = r - ae
- bh
: équation d’évolution du taux d’intérêt réel.
• t
t t
T = t Y équation d’évolution des recettes fiscales. Il s’agit d’une politique fiscale neutre
• t t
avec impôt proportionnel. t est le taux de pression fiscale, supposé constant.
-200-
22

• [ G , ( - 6,5%) Y ]
+ 1 sup + 1
= Gt t t t :équation des dépenses publiques. Il s’agit d’une politique
budgétaire active. Le principe de base est que les dépenses publiques sont minimums. Si la
croissance économique le permet, l’Etat va dégager un excédent primaire de 6,5% du PIB
(critère dicté par le FMI). En cas de mauvaise conjoncture, l’Etat va engager les dépenses
gouvernementales minimums, sans prendre en compte le critère du FMI.
Dans le second scénario de politique économique envisagé, l’Etat mène une politique budgétaire très
volontariste afin de construire les infrastructures nécessaires à une intégration réussie dans l’union
européenne. Pour financer cet effort budgétaire et pour en même temps réduire l’endettement public, il
a recours à l’impôt.
On suppose donc que le gouvernement s’est engagé dans un plan décennal en ce qui concerne les
dépenses publiques et que chaque année celles-ci croissent au rythme moyen potentiel de l’économie.
Ce rythme moyen potentiel est évalué à environ 5% par an. Mais l’Etat doit en même temps chercher à
satisfaire le FMI et donc dégager un excédent primaire de 6.5% du PIB. Si besoin, le taux de pression
fiscale va être augmenté pour chercher à répondre à ce critère et il y aura persistance des nouveaux
impôts. Cependant, nous limitons la hausse de la pression fiscale à une augmentation de 1 point de
PIB par an.
Le modèle s’écrit :
• t+
1 = ( 1 + rt
) Bt
+ Gt
+ 1 - Tt
+ 1
B : équation dynamique de la dette.
Y + = ( 1 + g + e ) Y : équation du PIB.
• t 1
t t
r = r - ae
- bh
: équation du taux d’intérêt réel.
• t
t t
T = t Y :équation des recettes fiscales. La règle suivie par le taux de pression fiscal est la
• t t t
suivante : t t = t t-1
si l’excédent primaire est d’au moins 6.5% et t t = t t-1
+ 1 si l’excédent
primaire est inférieur à 6.5%.
G = ( 1+
g)
G
• t + 1
t
rythme potentiel de l’économie.
II.2. La calibration du modèle
:équation des dépenses publiques. Les dépenses publiques croissent au
Avant de simuler différents scénarios de politique économique, il nous faut calibrer le modèle, c’est à
dire donner des valeurs aux différents paramètres et se donner des valeurs initiales. Dans un souci de
simplicité, nous supposons que la dette publique initiale et le PIB initial valent 100. De ce fait, le taux
d’endettement en pourcentage du PIB est de 100%, ce qui correspond à l’ordre de grandeur actuel
observé en Turquie.
-201-
23

II.2.1. Le taux de croissance de l’économie
Il s’agit de donner des valeurs aux différents paramètres de l’équation Y t+
1 = ( 1 + g + e t ) Yt
.
Concrètement, il faut déterminer g, le taux de croissance moyen et la valeur des paramètres de la loi
suivie par le choc de productivitée t . Ce choc suivra une loi normale.
D’après les études du FMI, le potentiel de croissance de la Turquie serait de l’ordre de 5% par an.
Nous retenons ce chiffre comme taux de croissance moyen. Nous envisageons deux situations
concernant l’environnement économique de la Turquie : un scénario noir où la croissance moyenne
n’est que de 3% et un scénario « rose » où la croissance moyenne est de 6%. Dans le scénario noir, la
moyenne du choc de productivité est de –2 alors que dans le scénario rose, elle est de +1.
Nous envisageons aussi deux issues pour la politique de lutte contre l’inflation qui est la source
principale de l’instabilité chronique de l’économie turque : une situation dans laquelle la Turquie aura
réussi à maîtriser son inflation. Dans ce cas, la variance du choc de productivité agissant directement
sur le taux de croissance doit être relativement faible. En retenant un écart type de 1,5% nous
autorisons avec un risque de 5% une croissance comprise entre 8% et 2%. Dans la situation la plus
pessimiste où la Turquie n’a pas réussi à maîtriser son inflation, la croissance peut varier de +8% à
–2% (l’écart type du choc de productivité est alors de 2,5%).
Le taux de croissance effectif de l’économie sera donc différent selon les situations retenues. En
fonction de ces situations, la moyenne et la variance de la loi normale dans laquelle nous allons
effectuer les tirages du choc de productivité vont changer. Le tableau 2.1 résume les diverses
possibilités.
Tableau 2.1 : Loi suivie par le choc de productivité e t en fonction de la conjoncture
Croissance molle Croissance normale Croissance soutenue
Inflation élevée N (-2 ; 2,5%) N (0 ; 2,5%)
Inflation maîtrisée N (0 ; 1,5%) N ( 1 ; 1,5%)
Nous n’avons retenu que quatre cas. Il est en effet peu probable d’avoir à la fois une croissance élevée
et durable si l’inflation n’est pas maîtrisée. De même, la maîtrise de l’inflation doit permettre de se
prémunir contre une croissance molle.
II.2.2 Le taux d’intérêt réel apparent
Rappelons que l’équation d’évolution du taux d’intérêt réel est : rt = r - ae
t - bht
Nous retenons un taux d’intérêt réel moyen de 7%. Dans un environnement déterministe, comme le
taux d’intérêt est supérieur au taux de croissance de l’économie, la dette publique n’est soutenable
-202-
24

qu’à la condition que l’Etat dégage un excédent primaire. La valeur de cet excédent primaire dépend
du taux de croissance de l’économie, donc du scénario retenu pour l’environnement économique.
Le paramètre b et l’aléa ht permettent de prendre en compte une politique de surévaluation du taux de
change. Si b=0, alors le taux de change est « équilibré ». Si b=1, alors la Livre Turque (T.L.) est
surévaluée. Depuis le début de l’année 2003, la Livre Turque est surévaluée d’environ 25%. Comme à
peu prés 60% de la dette est libellée en devises, ce niveau de change permet de faire diminuer de 15%
la valeur de la dette totale libellée en L.T. Pour une dette de 100, la surévaluation permet de ramener
artificiellement le niveau de la dette à 85. Les intérêts payés ne sont plus que de 5,95 (85*7%). Tout se
passe donc comme si le taux d’intérêt avait baissé d’un peu plus d’un point 6 .L’aléa ht va donc suivre
une loi normale de moyenne +1. La moyenne de l’aléa est positive pour refléter l’idée que la
surévaluation du taux de change permet de réduire les charges de la dette.
Il nous faut maintenant fixer un écart type à cet aléa. Comme nous n’envisageons que le cas de la
surévaluation, il faut que l’aléa prenne toujours des valeurs positives. Pour obtenir cette condition dans
95% des cas, l’écart type doit donc être de 15%.
Il reste à déterminer le niveau de l’écart type total du taux d’intérêt qui va dépendre de celui des 2
chocs e t eth t et de la valeur du paramètre a. Nous supposons que les deux chocs sont indépendants,
l’écart type total va donc être la somme des deux écarts types. En supposant avec un risque de 5% que
la politique de surévaluation diminue au maximum d’un point la valeur du taux d’intérêt et qu’il en est
de même d’un choc positif sur la croissance, il faut que a=0,2.
II.2.3. Simulation du modèle avec un équilibre budgétaire primaire
Avant de simuler les effets des deux scénarios de politique économique que nous avons proposés, il
nous faut vérifier que la calibration du modèle donne des résultats réalistes. Pour cela, nous simulons
le modèle en supposant que l’équilibre budgétaire primaire est toujours vérifié.
Les valeurs initiales sont : B 100 et Y 100 .
0 =
0 =
L’équation d’évolution de la dette est B t 1 = ( 1 + rt
) Bt
PIB estY t 1 = ( 1 + g + e t ) Yt
+ ,avec t
t t
r = r - ae
- bh
.Ladynamique du
t+
1
+ , et la dette en pourcentage du PIB s’écrit = ( 1 + r )
Il nous faut envisager 8 situations différentes suivant la conjoncture économique retenue et la politique
de change suivie. Le tableau 2.2 résume ces 8 situations.
6 Le principal de la dette baisse aussi. Nous ne prenons pas en compte cet effet car cela reviendrait à supposer
que les créanciers de l’Etat turc acceptent de se faire rembourser en « monnaie de singe » sans réagir.
-203-
B
Y
t+
1
t
Y
B
t
t+
1
.
25

Tableau 2.2 : Les différents environnements économiques possibles
Cas 1 : Inflation forte et croissance
molle.
Cas 2 : Inflation forte et croissance
normale.
Cas 3 : Inflation faible et croissance
normale.
Cas 4 : Inflation faible et croissance
soutenue.
Politique de change passive Politique de change active
e ª N(-2
; 2,5) et b=0 e ª N(-2
; 2,5) et b=1
t
e ª N(
0 ; 2,5) et b=0 e ª N(
0 ; 2,5) et b=1
t
e ª N(
0 ; 1,5) et b=0 e ª N(
0 ; 1,5) et b=1
t
e ª N(
1;
1,5) et b=0 e ª N(
1;
1,5) et b=1
t
Pour analyser le modèle, nous allons regarder les différentes trajectoires du niveau de la dette publique
en % du PIB.
Avant de simuler le modèle, nous avons regardé les résultats obtenus dans un environnement
déterministe (la variance des deux chocs aléatoires est systématiquement nulle). Dans cette situation,
les cas 2 et 3 sont identiques puisqu’ils ne diffèrent que par la variance du choc de productivité.
Tableau 2.3 : Niveau en % du PIB de la dette publique au bout de 10 ans
Politique de change passive Politique de change active
Cas 1 141 130
Cas 2 118 109
Cas 4 110 100
Comme il fallait s’y attendre, l’équilibre budgétaire primaire donne une dette publique non soutenable.
Dans l’environnement économique le moins favorable, la dette publique va attendre 141%, alors que
dans un environnement économique très favorable et avec une politique de change active, le niveau de
la dette reste stable (parce que le taux de croissance de l’économie est égal au taux d’intérêt).
Avec les simulations, dans chacun des 8 cas envisagés, nous comptons le nombre de fois où la dette
publique en pourcentage du PIB atteint un certain niveau. Nous avons retenu cinq possibilités. Si le
niveau de la dette publique finale est ramené en dessous de 60% du PIB, alors la Turquie répondra à
l’un des critères de Maastricht. Si le niveau de la dette est compris entre 60% et 80% du PIB, on peut
considérer que la politique économique a été efficace. Entre 80% et 100%, la Turquie a réussi à
stabiliser son endettement. Si la dette se situe entre 100% et 120%, la politique économique suivie est
inefficace. Enfin, si la dette dépasse 120% du PIB, le pays se trouve dans une situation catastrophique.
On peut alors craindre une crise de surendettement.
-204-
t
t
t
t
26

Tableau 2.4 : Probabilité en % du niveau de la dette publique au bout de 10 ans
Politique de change passive Politique de change active
< 60 60-80 80-100 100-120 >120 < 60 60-80 80-100 100-120 > 120
Cas 1 0 0 0 3,2 96,8 0 0 0,2 21,6 78,2
Cas 2 0 0 2,2 56,8 41 0 0 18,2 71,8 10
Cas 3 0 0 0 64,8 35,2 0 0 6,6 89,8 3,6
Cas 4 0 0 5,2 92,2 2,6 0 0 54,8 45,2 0
Comme il fallait s’y attendre, dans le cas 1 avec une politique de change passive, il y une probabilité
de 96,8% que la dette publique soit supérieure à 120% du PIB au bout de 10 ans. Ce qui est intéressant
dans le résultat de ces simulation est qu’il existe une probabilité non nulle (si on prend un risque
d’erreur de 5%) pour que la dette publique soit soutenable dans le cas 4 si la politique de change est
passive (5,2%) et dans les cas 2, 3 et 4 si la politique de change est active (18,2% 6,6% et 54,8%).
Le graphique 2.1 complète cette analyse. Dans ce graphique, nous avons fait figurer l’ensemble des
trajectoires des 500 niveaux de dette simulés pour les 8 cas envisagés.
-205-
27

Graphique 2.1
Cas 1 Politique de change passive Cas 1 Politique de change active
Cas 2 Politique de change passive Cas 2 Politique de change active
Cas 3 Politique de change passive Cas 3 Politique de change active
Cas 4 Politique de change passive Cas 4 Politique de change active
-206-
28

II.3. Simulations des politiques économiques
Il s’agit maintenant d’analyser les chances de réussite d’un scénario de politique économique
en fonction de l’environnement économique retenu.
II.3.1. Effets d’une politique fiscale neutre
Rappelons que dans ce scénario de politique économique la pression fiscale est supposée
constante à 33% du PIB et que le gouvernement cherche à dégager un excédent budgétaire
primaire de 6.5%. Si la conjoncture ne permet pas de dégager cet excédent, les dépenses
budgétaires en volume sont gelés.
Tableau 2.5 : Résultats dans un cadre déterministe
Politique de change passive Politique de change active
Niveau de la dette
publique
Durée du gèle des
dépenses publiques
Niveau de la dette
publique
Durée du gèle des
dépenses publiques
Cas 1 97% 10 ans 87% 10 ans
Cas 2 68% 5 ans 59% 5 ans
Cas 4 57% 4 ans 50% 4 ans
Dans un cadre déterministe, nous voyons que la politique économique retenue va se révéler
efficace puisque la dette publique diminue. Cependant, si la conjoncture économique est
défavorable (cas 1), la politique budgétaire est drastique puisque les dépenses publiques sont
gelées pendant 10 ans et le résultat est assez décevant car la dette est à peine réduite. Dans un
environnement économique très favorable (cas 4), les restrictions budgétaires ne durent que 4
ans et la Turquie respecte la contrainte des critères de Maastricht pour son endettement.
Dans un cadre stochastique, les résultats apparaissent dans le tableau 2.6 et le graphique 2.2.
Tableau 2.6 : Probabilité en % du niveau de la dette publique au bout de 10 ans
Politique de change passive Politique de change active
< 60 60-80 80-100 100-120 >120 < 60 60-80 80-100 100-120 > 120
Cas 1 0,4 16,6 41,4 29,4 12,2 2,8 35,6 39,4 16,4 5,8
Cas 2 26,6 60 12,2 1 0,2 58,6 40,2 4,6 0,4 0
Cas 3 14,6 80,8 5 0 0 55,8 43,6 0,6 0 0
Cas 4 72 27,8 0,2 0 0 96,2 3,6 0 0 0
-207-
29

Graphique 2.2
Cas 1 Politique de change passive Cas 1 Politique de change active
Cas 2 Politique de change passive Cas 2 Politique de change active
Cas 3 Politique de change passive Cas 3 Politique de change active
Cas 4 Politique de change passive Cas 4 Politique de change active
-208-
30

En retenant un risque d’erreur de 5%, nous voyons que, si la conjoncture est défavorable (cas1), la
seule hypothèse que nous pouvons rejeter est celle que la Turquie respecte le critère de Maastricht.
Toutes les autres situations sont possibles, y compris celle d’une crise de surendettement (avec une
probabilité de 12.2% si la politique de change est passive et de 5,8% si la politique de change est
active).
Une conjoncture économique très favorable alliée à une politique de change active permet de s’assurer
que la dette descendra en dessous du seuil de 60%. Si la politique de change est passive, la probabilité
que la dette soit sous ce seuil n’est plus que de 72 %.
Les cas 2 et 3 (taux de croissance de l’économie de 5% et inflation non maîtrisée dans le cas 2)
donnent des résultats plus contrastés. La politique de change active permet d’exclure l’hypothèse que
le niveau de la dette publique soit supérieur à 80% et le critère de Maastricht est respecté dans la
majorité des trajectoires.
Il faut cependant nuancer les bons résultats obtenus avec une croissance soutenue. En effet, on peut
s’interroger sur le réalisme de cet environnement économique très favorable étant donné que la
politique budgétaire est très restrictive. Autrement dit, peut-on croire à la possibilité d’une croissance
soutenue si les dépenses publiques (qui sont un élément de la demande, et donc un des moteurs de la
croissance) sont gelées ?
II.3.2. Effets d’une politique fiscale active
Dans ce scénario de politique économique, la politique budgétaire est expansionniste puisque les
dépenses publiques croissent au même rythme que la croissance « potentielle » de l’économie, à savoir
un taux de 5%. La règle de politique fiscale retenue est la suivante : le taux de pression fiscale
augmente de 1 point du PIB si l’Etat n’arrive pas à dégager un excédent primaire d’au moins 6,5%.
Dans le cas contraire, le taux de pression fiscale reste inchangé, ce qui signifie que l’augmentation des
impôts est permanente.
Dans un environnement déterministe, nous voyons au tableau 2.7 qu’une conjoncture économique
défavorable ne permet pas de stabiliser le niveau de l’endettement public, et cela malgré une hausse
continue de la pression fiscale.
Tableau 2.7 : Résultats dans un cadre déterministe
Politique de change passive Politique de change active
Niveau de la dette
publique
Pression fiscale
maximum
Niveau de la dette
publique
Pression fiscale
maximum
Cas 1 125% 42% 113% 42%
Cas 2 74% 40% 66% 40%
Cas 4 58% 38% 51% 38%
-209-
31

Pour que cette politique soit efficace, il faut que l’économie croisse au moins au même taux que les
dépenses publiques. Si la croissance de l’économie reste soutenue, le niveau de la dette publique peut
être ramené en dessous de 60% moyennant une hausse continue de la pression fiscale pendant les 4
premières années.
Tableau 2.8 : Probabilité du niveau de la dette publique au bout de 10 ans
Politique de change passive Politique de change active
< 60 60-80 80-100 100-120 >120 < 60 60-80 80-100 100-120 > 120
Cas 1 0,2 3,6 16,8 27 32,4 1,6 8,6 24,8 29,8 35,2
Cas 2 23 43,6 25 6,6 1,8 43 38 14,2 3,8 0,8
Cas 3 7,4 67,8 23,4 1,2 0,2 34 56,4 8,4 0,8 0
Cas 4 65,4 34 0,6 0 0 87,6 12 0,4 0 0
Dans le cadre stochastique, les résultats du tableau 2.6 et du graphique 2.3 montrent qu’en cas de
conjoncture défavorable (cas 1), la Turquie ne peut pas respecter le critère de Maastricht et que la
situation la plus probable est celle d’une crise du surendettement. Dans les cas 2 et 3, c’est à dire si la
croissance potentielle est atteinte, nous pouvons dire que le niveau d’endettement va baisser. Dans le
cas le plus favorable (cas 4), il existe une forte probabilité pour que la dette soit inférieure au seuil de
60% du PIB. Cependant, nous ne pouvons pas exclure avec un risque de 5% que la dette soit comprise
entre 60% et 80%.
-210-
32

Graphique 2.3
Cas 1 Politique de change passive Cas 1 Politique de change active
Cas 2 Politique de change passive Cas 2 Politique de change active
Cas 3 Politique de change passive Cas 3 Politique de change active
Cas 4 Politique de change passive Cas 4 Politique de change active
-211-
33

Conclusion
Depuis la fin des années 80, la Turquie a connu deux crises économiques majeures, l’une en 1994 et
l’autre en 2001. Les causes de ces crises sont multiples, mais la gestion des déficits publics et de la
dette fait partie de ces causes. Une des conséquences de ces crises est le niveau insoutenable de
l’endettement.
L’examen empirique de la dette publique et les tests économétriques ont montré que la dette publique
n’était pas soutenable en Turquie. Nous ne pensons pas que l’on puisse attribuer cette non
soutenabilité à un facteur précis. Il s’agit plutôt de l’accumulation de plusieurs facteurs. L’un des
facteurs principal est le facteur économique à cause d’une gestion à court terme des finances
publiques, d’une incapacité à combattre l’inflation chronique et à instaurer une croissance forte et
stable, etc. Le système bancaire a aussi sa part de responsabilité dans ces crises. Enfin, les politiques
populistes et l’instabilité politiques sont aussi des facteurs à prendre en compte pour comprendre
l’histoire économique récente de la Turquie.
Une fois le constat dressé, nous avons cherché à analyser différents scénarios de politique économique
cherchant à réduire l’endettement public. La conclusion à laquelle nous aboutissons est que pour
qu’une politique de redressement des finances publiques réussisse, il faut résoudre le problème de
l’inflation chronique, stabiliser la croissance économique et accepter soit de geler les dépenses
publiques pour plusieurs années, soit d’augmenter la pression fiscale qui reste relativement faible par
rapport aux autres pays de l’OCDE.
Notre étude empirique s’achève en 2002. Depuis, la situation a beaucoup évolué en Turquie. Suite à la
crise de 2001, un nouveau plan de stabilisation a été mis en œuvre. La politique de réduction de
l’inflation par un « ciblage d’inflation » semble porter ses fruits puisque celle-ci a été ramenée à moins
de 20%. La croissance a été au rendez-vous en 2002, puis en 2003. La chute du dollar combinée avec
la surévaluation de la Livre Turque a réduit de prés de 40% la dette publique calculée en Livres
Turques (rappelons qu’une grande partie de la dette est libellée en dollars). Enfin, les élections
législatives de novembre 2002 ont mis fin à l’instabilité politique puisque le « parti démocrate
musulman » , l’AKP, détient la majorité absolue dans la nouvelle assemblée.
Le prochain rendez-vous majeur de la Turquie est en décembre 2004, date à laquelle l’Union
Européenne devra décider si elle accepte sa candidature et si elle ouvre les négociations en vue de
l’adhésion.
-212-
34

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-213-
35

CEMAFI
Centre d'Etudes en
Macroéconomie et Finance
Internationale PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
La soutenabilité de la dette extérieure :
le cas de la Turquie
Etude réalisée par :
Wajdi BARDI et Matthieu LLORCA
(wbardi@unice.fr ; matthieu_llorca@yahoo.fr)
mars 2004
CEMAFI - Centre d'Etudes en Macroéconomie et Finance Internationale
Faculté de Droit, des Sciences Politiques, Economiques et de Gestion
7 avenue Robert Schuman - 06050 Nice Cedex 1
Tél. : 33 (4) 92 15 71 84 - Fax : 33 (4) 92 15 71 85 - http://www.unice.fr/CEMAFI
-214-

Thème n°3/ Soutenabilité de la dette extérieure de la Turquie
I) ANALYSE DESCRIPTIVE DE L’EVOLUTION DE LA DETTE EXTERIEURE EN
TURQUIE
Durant la période d’économie planifiée années (les 70), la Turquie connut de forts
déficits budgétaires (entre 1970 et 1977), ainsi que de faibles taux de croissance. Tout cela,
combiné à la crise pétrolière et à la poursuite des politiques de substitutions aux importations,
aprovoqué une crise de la balance des paiements. Cela se traduit alors par une augmentation
de la dette extérieure 1 àpartir de 1975. En effet, du fait de l’absence de marché financier
interne, la dette publique a été totalement extérieure.
La période des années 80 se caractérise, quant à elle, par la mise en place d’une nouvelle
politique économique (le 24 janvier 1980), mettant un terme à l’hégémonie de l’économie
mixte planifiée 2 .Cette orientation de l’économie vers le marché et l’ouverture internationale
dans les années 80 devait permettre à la Turquie d’honorer le service de sa dette extérieure.
En effet, cette libéralisation commerciale de l’économie turque a sensiblement amélioré les
performances des exportations, d’autant plus que la relance des exportations devint la
politique prioritaire du pouvoir militaire (1980-83) et du gouvernement civil dirigé par Turgut
Ozal (après 1984).
Par ailleurs, lors de cette période, le taux de change a été également libéré afin de pouvoir
attirer les capitaux étrangers. De plus, on peut relever que, lors de cette décennie, les taux
d’intérêt réels positifs et les dévaluations quotidiennes de la monnaie nationale par la BCRT
(Banque centrale de la république turque) ont permis d’augmenter les réserves en devises de
la BCRT, assurant ainsi la crédibilité du pays envers ses créanciers extérieurs.
Toujours est-il que, durant cette période, l’endettement extérieur a rapidement augmenté,
atteignant 46,7% du PIB en 1987 (les marchés internes et externes de capitaux apparaissant
encore largement déconnectés, même si la dette interne commençait à se développer grâce au
développement des marchés financiers).
1 Le concept de dette extérieure englobe la dette publique extérieure et la dette privée extérieure.
2 Nouvelle politique économique qui s’est traduite notamment par l’ouverture du taux de change pour attirer les
capitaux étrangers, ou encore par la libéralisation des taux d’intérêt afin de développer un système financier
interne.
-215-
1

Enfin, concernant la période contemporaine des années 90, lalibéralisation financière se
traduit par la convertibilité de la monnaie nationale. Les résidents turcs ont désormais le droit
de contracter des emprunts à l’étranger sans aucune limitation ; de plus, la structure de la
dette extérieure se modifie durant cette période : l’Etat n’est plus le seul débiteur ; le secteur
privé turc s’endette à l’extérieur, tant sous forme de crédits à court terme que par l’émission
de titres sur les marchés financiers internationaux. Par conséquent, le développement des
marchés financiers a permis aussi bien à l’Etat qu’au secteur privé d’emprunter aussi bien à
l’intérieur qu’à l’extérieur
Par ailleurs, la vigoureuse expansion de la production en 1992 et 1993, tirée par la demande
intérieure, a été à l’origine d’une aggravation du déficit de la balance courante et d’une
augmentation de la dette extérieure. De plus, la charge de la dette est particulièrement sensible
aux fluctuations du taux de change. Dans ces conditions, la part de la dette extérieure devient
très importante dans la première moitié de cette décennie (elle atteint 50,8 % du PIB en 1994).
En effet, une telle augmentation à partir de la seconde moitié de 1993 jusqu’à la moitié de
l’année 94 s’explique par la crise monétaire de 1994 3 (et notamment la fuite des capitaux
devant la livre turque, déclenchée par des inquiétudes au sujet de la capacité de la Turquie
d’assurer le service de sa dette extérieure). Ainsi, le déficit de la balance courante augmentant, la
sortie des capitaux a posé des problèmes de ressources pour l’économie et on a commencé à
financer les paiements des importations et de la dette par des emprunts à l’étranger, ce qui a
eu un impact sur la dette extérieure. Cela est dû au fait qu’à partir de la seconde moitié de
1993, on a essayé de baisser les taux d’intérêt dans un environnement où la demande de fonds
publics était forte. Comme on n’a pas pu proposer des taux d’intérêt satisfaisants, le Trésor
n’a pas pu s’endetter. A cela, s’est ajoutée la mise en place de mauvaises réformes fiscales ;
par conséquent, la Turquie a été obligée de s’orienter vers l’emprunt à l’étranger, ce qui a fait
que sa dette extérieure s’est élevée à partir de la seconde moitié de 1993. Cependant, cette
part de la dette extérieure a diminué vers la moitié de l’année 1994, avec la mise en
application du nouveau programme économique du 5 avril visant la réduction de l’inflation, la
stabilité de la livre turque, la hausse des exportations et la réduction des déficits publics. Une
conséquence de ce programme fut la reconstitution des réserves en devises.
3 Crise de 1994 marquée, d’une part, par la dévaluation de la livre turque destinée à réduire l’écart entre le taux
de change et l’inflation et, d’autre part, à cause d’une fuite des capitaux due à l’imposition des revenus du capital
et des déclarations des institutions internationales soulignant la baisse de la crédibilité de la Turquie.
-216-
2

On peut noter en outre que la Turquie n’a guère été touchée par la tourmente sur les marchés
financiers asiatiques du fait de la réduction de sa dette extérieure à court terme. Cependant,
elle ne fut pas épargnée par la crise financière russe de l’été 1998.
D’autre part, les réformes structurelles nécessaires pour attirer des capitaux privés de
l’étranger ont commencé à perdre de leur effet à la fin de l’été 2000, faisant naître des
préoccupations au sujet de la soutenabilité de la position de la balance courante.
Et si les instruments et les objectifs du programme de stabilisation de 1999 furent l’ancrage du
taux de change et la baisse des taux, l’appréciation très rapide du taux de change réel a fait
déraper les comptes extérieurs et rendu l’ancrage nominal insoutenable, ce qui entraîna le
flottement de la livre à partir de février 2001.
Enfin, si aujourd’hui la croissance semble repartie (5% pour l’année 2003), une telle
croissance rapide a poussé les importations à la hausse, ce qui a conduit à une hausse du
déficit courant qui devrait atteindre près de 3% du PIB cette année, contre 0,8% en 2002.
Toutefois, le soutien du FMI et le jugement plus favorable des marchés sur le risque turc
devraient permettre un « bouclage » des financements extérieurs.
Graphique 1. Evolution de la dette extérieure de la Turquie (en % du PIB) entre 1970 et
2001
80
60
40
20
0
70 75 80 85 90 95 00
DETTE
Source: World Development Indicators de la Banque Mondiale (2002), GDN Data Query.
-217-
3

Evolution moyenne de la dette externe en Turquie par périodes
1971-1979 1980-1988 1989-1995 1996-2001
Dette extérieure /
PIB (%) 15,6 36,3 38,7 62.4
Source : calculs des auteurs à partir des données de la Banque mondiale (World Development Indicators, 2002 ;
GDN Data Query).
II) RESULTATS ECONOMETRIQUES
Après avoir étudié l’évolution de la dette extérieure de la Turquie, nous allons nous intéresser
àsasoutenabilité, avec, au préalable, une présentation du cadre théorique, puis des résultats
obtenus sur le cas de la Turquie.
2.1) Cadre théorique de la soutenabilité de la dette extérieure 4
Les références bibliographiques relatives aux travaux théoriques ou économétriques sur la
soutenabilité de la dette extérieure sont multiples et variées, mais les plus utiles semblent être
celles de Fève et Hénin (1998) 5 , de Fisher (1995) 6 et celles de Leachman et Francis (2000) 7 .
Ainsi, selon Fève et Henin, pour que la dette extérieure soit soutenable à long terme, le ratio
dette extérieure / exportation doit être stationnaire. Il s’agit de la condition de soutenabilité
effective.
Cependant, pour Leachman et Francis, la dette peut être soutenable même si le ratio
d’endettement contient une racine unitaire (il suffit que la dette extérieure et les exportations
soient liées par une relation de cointégration). Ces derniers proposent donc, pour étudier la
soutenabilité de la dette extérieure, de tester tout d’abord l’existence d’une relation de
cointégration entre les importations et les exportations (première étape). Si la relation
d’équilibre de long terme existe entre ces deux variables, alors la dette externe est soutenable.
Si cette relation d’équilibre est rompue, on doit passer par une seconde étape : tester
4
Pour une présentation détaillée, cf. Thikonenko A. (mars 2003), Une note de synthèse sur l’analyse de la
soutenabilité de la dette extérieure, working paper FEMISE 2, CEMAFI.
5
FEVE P., HENIN P. (1998), « Une évaluation économétrique de la soutenabilité de la dette extérieure des pays
en développement », Revue économique, 49, p. 75-86.
6
FISHER E. (1995), « A new way to think about the current account », International economic review, 36,
p.555-568. Ce dernier étudie la soutenabilité à long terme du déficit de la balance commerciale.
7
LEACHMAN L., FRANCIS B. (2000), “Multi-cointegration analysis of the sustainability of foreign debt”,
Journal of macroeconomics, 22(2),p. 207-227.
-218-
4

l’existence d’une relation de cointégration entre les exportations et la dette. Si la relation
d’équilibre de long terme existe entre ces deux variables, la dette externe est soutenable.
2.2) Analyse économétrique et résultats
Les données utilisées dans notre étude économétrique proviennent de la Banque Mondiale
(World Development Indicators, 2002 et GDN Data Query) et de la base de données du
SESRTCIC 8 .L’échantillon sélectionné couvre la période 1970-2001 pour les variables
suivantes : exportations (mesurées par rapport au PIB), importations (mesurées par rapport au
PIB), dette extérieure (mesurée par rapport au PIB). Concernant la variable du solde du
compte courant (mesuré par rapport au PIB), l’échantillon va de 1974 à 2001.
Avant de présenter nos résultats économétriques, il est bon d’observer l’évolution des
variables nécessaires à notre étude, à savoir les exportations, les importations, la dette
extérieure et le compte courant de capital.
Evolution des variables extérieures de la Turquie : 1970-2001 (en % de PIB)
(a) Exportations (b) Importations
40
30
20
10
0
70 75 80 85 90 95 00
4
2
0
-2
-4
EX
35
30
25
20
15
10
5
70 75 80 85 90 95 00
(c) Compte courant (d) Exportations et importations
-6
74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00
CUR
40
30
20
10
0
70 75 80 85 90 95 00
IM
EX IM
8 Données disponibles à l’adresse web suivante : http://www.sesrtcic.org/
-219-
5

80
60
40
20
(e) Dette extérieure
0
70 75 80 85 90 95 00
DETTE
Source :World Development Indicators de la Banque Mondiale (2002), GDN Data Query et la base de données
du SESRTCIC.
Les graphiques (a) et (b) indiquent que, sur la période 1970-2001, le volume des importations
est régulièrement plus élevé que celui des exportations (excepté pour les années 1994 et
2001), conduisant à long terme au creusement d’un déficit commercial. D’autre part, ces
graphiques mettent en évidence à l’œil nu plusieurs tendances non régulières, signes de nonstationnarité.
Ainsi, dans le tableau 1, figurent les résultats des tests de racine unitaire pour le
ratio de la dette extérieure sur exportations (EDT/X), celui de la dette extérieure par rapport
au PIB (EDT/GDP) et, dans le tableau 2, les tests de racine unitaire du solde du compte
courant par rapport aux exportations.
-220-
6

Tableau 1. Test de racine unitaire pour la stationnarité : 1970-2001
Mackinnon valeurs critiques
EDT/X EDT/GDP M X 5% 1%
Trend and
Intercept
ADF (1) -3,01 -1.45 -2,29 -1,59 -3,56 -4,29
ADF FD (1) -3,39 -2,53 -3,85 -3,89 -3,56 -4,29
Intercept
ADF (1) -2,62 0,94 -0,06 0.82 -2,96 -3,66
ADF FD (1) -3,46 -2,29 -3,81 -3,57 -2,96 -3,66
None
ADF (1) -1,04 1,99 1,59 2.25 -1,95 -2,64
ADF FD (1) -3,54 -1.76 - 3,18 -2.85 - 1,95 -2,64
Notes- (1)- ADF est le test de Dickey Fuller Augmenté et FD la première différence. (2)- Le nombre
entre parenthèses constitue le nombre de retards basé sur le critère d’Akaike (AIC) ; en revanche, pour
la série EDT/GDP, le nombre de retards est de l’ordre de 2. (3)- EDT désigne la dette extérieure, X les
exportations, M les importations et GDP le PIB.
-221-
7

Tableau 2. Test de racine unitaire pour la stationnarité : 1974-2001
Trend and
Intercept
ADF (2)
ADF FD (2)
Intercept
ADF (2)
ADF FD (2)
None
ADF (2)
ADF FD (2)
Mackinnon valeurs critiques
CUR/X 5% 1%
-1,51 -3,60 -4,37
-10,46 -3,61 -4,39
-1,48 -2,98 -3,74
-7,14 -2.99 -3,73
-1,83 -1,95 -2,66
-5,88 -1,95 -2,66
Notes- (1)- ADF est le test de Dickey Fuller Augmenté et FD la première différence. (2)- Le nombre entre
parenthèses constitue le nombre de retards basé sur le critère d’Akaike (AIC). (3)- CUR/X le rapport entre le
compte courant et les exportations.
Les tests de racines unitaires des ratios « dette externe sur exportations » (tableau 1) et du
solde du « compte de capital sur les exportations » (tableau 2) indiquent la non-stationnarité
de ce ratio (tous les deux sont I(1)). Cela suffit pour affirmer que la dette extérieure n’est pas
soutenable, d’une part, au sens de Fève et Henin (non-stationnarité du rapport « dette
extérieure sur exportations ») et, d’autre part, au sens de Fisher (non-stationnarité du rapport
«compte de capital sur les exportations »). De plus, le test ADF montre également que le
rapport « dette extérieure sur PIB » n’est pas stationnaire (ce rapport est I(2)), ce qui confirme
le diagnostic précédent.
Cependant, en application de l’analyse de Leachman et Francis, l’étude de la soutenabilité de
la dette extérieure nécessite d’examiner également l’existence d’une relation de long terme
entre les exportations et les importations, d’une part, puis entre les exportations et la dette
extérieure, d’autre part. Il s’agit donc d’étudier la cointégration entre ces deux variables, ce
qui nécessite au préalable qu’elles soient toutes les deux de même tendance 9 (les résultats sur
les tests de racine unitaire de X, M et de la dette extérieure figurent dans le tableau 1).
D’après les résultats des tests de cointégration figurant dans le tableau 3, la non-existence
9 c’est-à-dire que toutes les deux ont le même ordre d’intégration.
-222-
8

d’une relation de long terme entre les exportations et les importations permet de conclure à la
non-soutenabilité de la dette extérieure turque en application de la méthodologie de Leachman
et Francis. Il faut ajouter que la seconde étape de cette méthodologie, à savoir l’étude de la
cointégration entre exportations et dette extérieure, ne peut être réalisée car les deux séries ne
sont pas intégrées du même ordre (I(1) pour exportations et I(2) pour la dette extérieure).
Tableau 3. Tests de cointégration : Exportations et Importations
Valeurs critiques
Eigenvalue Likelihood ratio (5%) (1%)
Linear deterministic
trend in the data, and no constant
Nombre de CE(s) : 0 0.33 12,45 15,41 20,04
Nombre de CE(s) : au plus 1 0.01 0,31 3,76 6,55
No deterministic
trend in the data, and no constant
Nombre de CE(s): 0 0.33 16,36 19,96 24,6
Nombre de CE(s) : au plus 1 0.13 4,20 9,24 12,97
NOTE – 1 Nous utilisons le test de cointégration de Johansen basé sur le likelihood ratio.
-223-
9

ANNEXE STATISTIQUES
Données statistiques
année dette extérieure exportations importations compte courant
1970 15,36 4 6
1971 18,8 5,07 7,8
1972 16 5,69 8,1
1973 14,9 6,67 8,6
1974 12 5,46 10,8 -1,5
1975 10,6 4,23 10,7 -3,53
1976 11,1 4,66 10,2 -3,8
1977 18,6 3,67 10,3 -5,15
1978 21,9 4,01 7,1 -1,88
1979 17,2 3,13 5,7 -1,54
1980 27,4 5,16 11,9 -4,95
1981 26,7 8,23 12,9 -2,72
1982 30,2 11,86 15 -1,47
1983 32,9 12,47 16,6 -3,11
1984 35,7 15,6 19,7 -2,39
1985 38,4 15,85 19 -1,5
1986 43,4 13,31 16,1 -1,93
1987 46,7 15,57 17,8 -0,92
1988 45,2 18,65 17,6 1,75
1989 38,3 16,2 17,8 0,87
1990 32,4 13,28 17,6 -1,74
1991 33,5 13,84 16,6 0,16
1992 35 14,39 17,3 -0,6
1993 37,8 13,67 19,3 -3,56
1994 50,8 21,36 20,4 2,02
1995 42,9 19,89 24,4 -1,37
1996 44,4 21,51 27,5 -1,34
1997 46,9 24,58 30,4 -1,4
1998 49,5 24,75 28,2 0,94
1999 54,3 26,01 29,5 -1
2000 59,35 25 31 -5
2001 79,25 34 32 2
Source :World Development Indicators de la Banque Mondiale (2002), GDN Data Query et la base de données
du SESRTCIC.
N.B: chacune des variables est mesurée en pourcentage du PIB
-224-
10

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du travail : le cas de la Turquie (2000-2002) », 7èmes rencontres euro-méditerranéennes ; Université
Mohammed V-Souissi, Rabat, 8-10 octobre 2003.
LEACHMAN L., FRANCIS B. (2000), “Multi-cointegration analysis of the sustainability of foreign
debt”, Journal of macroeconomics, 22(2), p. 207-227.
OCDE, Perspectives économiques de l'OCDE, n° 53 (juin 1993) à n° 72 (décembre 2002).
-225-
11

Bar Ilan
University
Department of Economics
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
La taille optimale de l’Etat :
le cas d’Israel *
Etude réalisée par :
Joseph DEUTSCH et Jacques SILBER
(jdeutsch@mail.biu.ac.il ; silberj@mail.biu.ac.il)
janvier 2004
* On the optimal size of public consumption and investment: The case of Israel.
Bar Ilan University
Department of Economics
52900 Ramat Gan Israel
Tél. : 972-3-531-8345 - Fax : 972-3-535-3180 - http://www.biu.ac.il/soc/ec
-226-

It is increasingly clear that economic growth depends on the utilization of private and public
forces in a complementary way. The economic system is the interplay between the private sector
and government, and the nature of the interplay is in constant flux. The question thus is whether
the relationship is arbitrary and random, or whether there is a specific level of interaction
between the two sectors which, if attained, will optimize growth at each economic stage. My
hypothesis is that there is a predetermined relationship between the sectors that will maximize the
growth process – the Optimal Mix Principle.
Raanan Weitz, New Roads To Development
A Twentieth Century Fund Essay
Greenwood Press, New York, 1986.
I. Introduction: On the optimal size of the public sector
“A government has many varied means of intervening and directing the process of
economic growth. These may be divided into two principal categories: financial,
including taxation, customs duties, fixing of interest rates and prices for various
commodities, granting of loans and subsidies for production, and, above all, mobilization
of capital for investment in new development enterprises; and organizational, including
marketing directives for production or production limitations, establishment of the
structures of various institutions in charge of economic activities, such as the ownership
of land, erection of structures in the cities, establishment of credit institutions,
information media, institutions for education and vocational guidance, agricultural
guidance, a and so on. In addition, government can establish economic enterprises under
its direct ownership. These may include postal and telephone services, railways, water
supply and electricity, or even enterprises of a productive nature, such as factories and
agricultural farms. …
Private initiative, too, has a significant role to play in the development process…
Accepting the Optimal Mix Principle as a given, means accepting that there is aratio
between government and private forces that maximizes economic growth, but that this
ratio changes for different development situations as defined by temporal and spatial
dimensions. If patterns correlating the proportion of government investments to private
ones can be discovered, the growth can be facilitated by shaping investments in
accordance with the optimal mix…”
This long citation is taken from Weitz’s New Roads To Development (1986) that was
mentioned previously. Though it was written almost twenty years ago, this book remains
an important reference for various development issues, among which the question of the
optimal size of the public sector. Weitz’s book included an empirical analysis of the
Optimal Mix based on both a cross section and several time series analyses.
On the basis of the cross section study based on data for 84 countries during the period
1965-1973 Weitz (1986) concluded that “at the early stages of development, government
activities seems more effective in advancing economic growth. However, at the middle
and higher stages of development, there seems to be an inverse relationship between
economic growth and government intervention”.
The time-series analysis in Weitz’s book (1986) included in fact four different studies
covering four countries: the United Kingdom (1959-1977), France (1959-1978), Greece
-227-
1

(1949-1977) and Israel (1962-1977). While no optimal; mix could be discovered on the
basis of the UK data, the French data seem to point towards a negative relationship
between government involvement and economic growth. For Greece and Israel however
there appeared to be a positive relationship between economic growth and government
intervention in the early stages of the growth process and negative one beyond some
threshold level. The latter, measured as the ratio of public to total investments, was equal
to 37% in Israel and to 28% in Greece.
The period covered in these time-series analysis was clearly very short so that Weitz was
very careful in drawing conclusions. Today datasets are available that correspond to a
period lasting 40 to 50 years so that it may be worthwhile again to take a look at the
relevance of this Optimal Mix Principle. The following section analyzes indeed Israeli
data covering 40 to 50 years, depending on how the relative importance of the public
sector is measured.
II. An empirical illustration based on Israeli data
Two types of regressions have been estimated. In a first stage we regressed the annual
growth rates on the relative share of government consumption in the Gross Domestic
Product and its square. The results of these estimations are given in Tables 2-A and Table
2-B.
In Table 2-A we estimated an “unconditional” regressions in so far as the dependent
variable was the annual growth rate during the period 1950-2000 and the explanatory
variables were the share of government consumption in the G.D.P. and its square. Two
regressions were run, a simple one, and one correcting for the serial correlation. While
the annual growth of the per capita G.D.P., during this period, was on average, equal to
3.4% (see, Table 1), the relative share of government consumption in the Gross Domestic
Product was equal on average to 40.2%. Table 2 indicates that no significant pattern can
be observed since the coefficients in the regressions are not significant. Note however
that the signs would point to an inverted-U pattern between growth and the relative size
of government consumption, the peak being reached when the share of government
consumption in the G.D.P. is equal to 41%.
In Table 2-B we included additional variables in the regression: a measure of the degree
of openness to international trade equal to the ratio of the sum of exports and imports
over the G.D.P., the inflation rate, the share of total investments in the G.D.P. and a
dummy variable equal to 1 during the years preceding the Yom Kippur War (prior to
1974). No correction here was made for serial correlation since the Durbin-Watson
indicator was equal to 2. Here the coefficients of the share of government consumption in
the G.D.P. and its square are significant and there appears to be an inverted-U shaped
relationship between the growth rate and the share of government consumption in the
G.D.P., the growth rate being maximal when this share if equal to 44.2%. The
coefficients of the other variables are not significant but have the expected sign in so far
as the share of investments in the G.D.P. and the degree of openness to international trade
have a positive impact while inflation has a negative effect on growth. As expected the
growth rate was higher before the Yom Kippur War.
-228-
2

In a second stage we regressed the annual growth rate of the per capita G.D.P. on the
share of public investment in total investment, the square and the cubic value of this
share. The annual growth of the per capita G.D.P., during the period under examination
(1960-2000), was on average, equal to 2.9% while the share of public in total investments
was on average equal to 16.8% (see, Table 1). The results of the regression analysis are
given in Tables 3-A and 3-B. In table 3-A we estimate again an “unconditional”
regression since the only explanatory variables are the share of public investments in total
investments, its square and cubic value. It appears that all the coefficients are significant.
These results, seem to indicate that the growth rate first rises with the relative size of the
public investments, then declines, then rises again. The peak is reached when the relative
share of public investments is equal to 14.1% and the trough when it is equal to 19.4%.
In table 3-B we estimated “conditional” regressions since we included two additional
explanatory variables: the share of total investments in the G.D.P. and the degree of
openness to international trade. We estimated two regressions, one without and the other
with a correction for serial correlation. The coefficients of the share of public investments
in total investments, its square and cubic values did not very much and have the same
signs as in the “unconditional” regression. On the basis of the regression correcting for
serial correlation it appears that the peak of the growth rate is reached when the share of
public in total investments is equal to 13.6% and the trough when it is equal to 20%,
results very similar to those of the “unconditional” regression. As expected the share of
total investments in the G.D.P. has a significant positive impact on the growth rate while
the degree of openness to international trade does not seem to have a significant impact
on growth.
In Table 4-A we included both the share of government consumption in the G.D.P. (and
its square value) and the share of public in total investments (and its square and cubic
value). In Table 4-B we added to these 5 variables the share of total investments in the
G.D.P. and the degree of openness to international trade. The first column of Table 4.B
gives the results of a simple regression based on this “conditional” regression while the
second one gives the results, once a correction has been made for serial correlation.
It turns out that the optimal size of the share of government consumption in the G.D.P. is
43.6% (on the basis of this last regression). As far as the share of public in total
investments is concerned, the peak of the growth rate is reached when this share is equal
to 14.5% and the trough when it is equal to 19%. The results are therefore not very
different from those of Table 2-B for the share of government consumption in the G.D.P.
and from those of Table 3-B for the share of public in total investments.
-229-
3

Table 1: Mean Value and Standard Deviation of the Variables
Variable Mean Value Standard deviation
Annual growth rate* of
per capita G.D.P.
(1950-2000)
0.034 0.040
Annual growth rate** of
per capita G.D.P.
(1960-2000)
0.029 0.031
Relative size of
government consumption
in G.D.P. (1950-2000)
0.402 0.072
Share of total
investments in G.D.P.
(1950-2000)
0.23 0.048
Share of total
investments in G.D.P.
(1960-2000)
0.22 0.041
Degree of openness to
international trade (1950-
2000)
0.54 0.16
Degree of openness to
international trade (1960-
2000)
0.59 0.14
Inflation rate (1950-2000) 0.39 0.69
Share of public in total
investment (1960-2000)
0.168 0.045
* data used for the regressions in table 2.
** data used for the regressions in table 3.
-230-
4

Table 2-A: “Unconditional” regression results where the growth rate of the per
capita G.D.P. is only a function of the share of government consumption in the
Gross Domestic Product
Explanatory Variables Simple regression Regression with
correction for serial
correlation
Constant -0.22 (-1.34) -0.23 (-1.22)
Relative share of
government consumption
in G.D.P.
1.26 (1.58) 1.33 (1.46)
Square of relative share of
government consumption
in G.D.P.
-1.53 (-1.59) -1.64 (-1.50)
R-square with F-value for
regression in parenthesis
0.05 (1.28) 0.09 (2.24)
Durbin Watson 1.57 1.88
Number of observations 50 50
Table 2-B: “Conditional” regression results where the growth rate of the per capita
G.D.P. is a function of the share of government consumption in the Gross Domestic
Product as well as of other variables.
Explanatory Variables Regression results
Constant -0.65 (-1.82)
Relative share of
2.50 (1.82)
government consumption
in G.D.P.
Square of relative share of -2.83 (-1.83)
government consumption
in G.D.P.
Share of total investment 0.28 (1.48)
in G.D.P.
Degree of openness to 0.128 (1.52)
international trade
Inflation rate -0.0087 (-0.93)
Dummy variable for 0.037 (1.74)
period previous to 1974
R-square with F-value for 0.29 (2.99)
regression in parenthesis
Durbin Watson 2.05
Number of observations 50
-231-
5

Table 3-A: “Unconditional” regression results where the growth rate of the per
capita G.D.P. is only a function of the share of public investment in total investment
Explanatory Variables Simple regression Regression with
correction for serial
correlation
Constant -0.35 (-1.89) -0.29 (-1.73)
Share of public
investment in total
investment
7.08 (2.06) 6.00 (1.88)
Square of share of public
investment in total
investment
-43.5 (-2.11) -36.9 (-1.90)
Cubic value of share of
public investment in total
investment
86.6 (2.17) 73.7 (1.95)
R-square with F-value for
regression in parenthesis
0.20 (3.07) 0.29 (5.02)
Durbin Watson 1.34 1.86
Number of observations 41 41
Table 3-B: “Conditional” regression results where the growth rate of the per capita
G.D.P. is a function of the share of public investment in total investment as well as
of other variables.
Explanatory Variables Simple regression Regression with
correction for serial
correlation
Constant -0.39 (-2.29) -0.39 (-2.37)
Share of public
investment in total
investment
7.41 (2.40) 7.03 (2.33)
Square of share of public
investment in total
investment
-46.2 (2.49) -43.3 (-2.36)
Cubic value of share of
public investment in total
investment
92.4 (2.57) 86.1 (2.41)
Share of total investments
in G.D.P.
0.28 (2.84) 0.32 (2.65)
Degree of openness to
international trade
-0.049 (-1.36) -0.034 (-0.80)
R-square with F-value for
regression in parenthesis
0.39 (4.46) 0.42 (5.00)
Durbin Watson 1.57 1.89
Number of observations 41 41
-232-
6

Table 4-A: “Unconditional” regression results where the growth rate of the per
capita G.D.P. is a function of the share of government consumption in the Gross
Domestic Product and of the share of public investment in total investment
Explanatory Variables Simple regression Simple regression
Constant -0.155 (-1.17) -0.38 (-1.76)
Relative share of
government consumption
in G.D.P.
0.913 (1.40) 0.74 (1.22)
Square of relative share of
government consumption
in G.D.P.
-1.092 (-1.39) -1.01 (-1.38)
Share of public
investment in total
investment
5.05 (1.38)
Square of share of public
investment in total
investment
-30.5 (-1.37)
Cubic value of share of
public investment in total
investment
61.8 (1.44)
R-square with F-value for
regression in parenthesis
0.049 (0.98) 0.26 (2.45)
Durbin Watson 1.21 1.38
Number of observations 41 41
-233-
7

Table 4-B: “Conditional” regression results where the growth rate of the per capita
G.D.P. is a function of the share of public investment in total investment as well as of
other variables.
Explanatory Variables Simple regression Regression with
correction for serial
correlation
Constant -1.10 (-3.49) -1.08 (-3.35)
Relative share of
government consumption
in G.D.P.
2.75 (2.93) 2.68 (2.78)
Square of relative share of
government consumption
in G.D.P.
-3.15 (-2.97) -3.07 (-2.82)
Share of public
investment in total
investment
6.87 (2.24) 6.80 (2.20)
Square of share of public
investment in total
investment
-41.6 (-2.23) -41.0 (-2.17)
Cubic value of share of
public investment in total
investment
82.3 (2.29) 80.7 (2.21)
Share of total investments
in G.D.P.
0.57 (3.89) 0.57 (3.72)
Degree of openness to
international trade
0.08 (1.42) 0.08 (1.37)
R-square with F-value for
regression in parenthesis
0.52 (5.1) 0.52 (5.15)
Durbin Watson 1.81 1.90
Number of observations 41 41
Bibliography
Weitz, R., New Roads To Development, A Twentieth Century Fund Essay, Contributions in
Economics and economic History, Number 64, Greenwood Press, New York, 1986.
-234-

Bar Ilan University
Department of Economics
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Soutenabilité du déficit budgétaire et de la dette
domestique israélienne
Abraham Lioui
(janvier 2004)
Bar Ilan 1University
Department of Economics
52900 Ramat Gan Israel
Tél. : 972-3-531-8345 - Fax : 972-3-535-3180 - http://www.biu.ac.il/soc/ec
-235-

L’objectif de cette note est de présenter une analyse préliminaire de la soutenabilité de la dette
publique israélienne. Depuis le milieu des années 80, l’économie israélienne a connu des
transformations structurelles très importantes dont les principales sont la politique de rigueur
mise en œuvre depuis le milieu des années 80, l’immigration massive des pays de l’Est au début
des années 90, et la crise bancaire du début des années 90 et les réformes monétaires et
financières qui lui ont succédé.
Un des principaux objectifs du plan de sauvetage des années 85 était la maîtrise de l’inflation. Le
graphe qui suit montre l’évolution de l’inflation et de la croissance du PIB depuis le début des
années 80.
500
400
300
200
100
0
1980
1982
1984
1986
Inflation et Croissance
1988
1990
1992
1994
1996
Inflation Croissance du GDP
Il apparaît clairement que le plan a connu un succès incontestable puisque l’inflation est passée
d’une inflation a trois chiffres a une inflation a 2 chiffres a la fin des années 90. Aujourd’hui, le
taux d’inflation reste très bas voir négative malgré la forte instabilité régionale. C’est un succès
incontestable de la politique monétaire entre autre menée par la Banque Centrale israélienne. Les
-236-
1998
2000
1

taux de croissances nominaux ont eux aussi connu une évolution similaire a celle du taux
d’inflation.
En parallèle a cette amélioration macro économique, le déficit budgétaire a lui aussi été maîtrisé a
des niveaux raisonnables voire proches des exigences européennes.
5.00
0.00
-5.00
-10.00
-15.00
-20.00
-25.00
-30.00
1981
1983
Deficit Budgetaire En Pourcentage du GDP
1985
1987
1989
1991
Le graphe ci dessus montre clairement comment ce déficit budgétaire a connu une constante
décroissance durant les années 90 pour atteindre un niveau d’environ 4% aujourd’hui. Cette
baisse, en termes relatifs, a t elle été suivie d’une baisse de l’endettement publique ?
-237-
1993
1995
1997
1999
2001
2

300.00
250.00
200.00
150.00
100.00
50.00
0.00
1981
1983
Dette Domestique en Pourcentage du GDP
1985
1987
1989
La dette domestique avait connu des niveaux élevés jusqu'à la crise de 1983-5 ou le plan de
réajustement entraîna une baisse constante de ce niveau de dette à 70% environ aujourd’hui.
Cette dette est elle soutenable ? Classiquement, la dette domestique est dite soutenable quand
l’inégalité qui suit est observée :
1991
d = r -n
£
1+
n
1993
t
t - t bt
t
at
où d t est le solde budgétaire primaire, rt est le taux nominal de la dette apparent, n t le taux de
croissance et b t ratio de la dette domestique sur le PIB. En ce qui concerne Israël, la période des
années 80 et 90 a été caractérisée par les ratios suivants
-238-
1995
1997
1999
2001
3

0.5
0
-0.5
-1
-1.5
-2
-2.5
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
d a
Ces deux ratios ont donc évolué concomitamment, mais sur ces données annuelles, il apparait
que, sur vingt et une années, la dette ne semble pas soutenable pendant plus de onze fois. Donc a
priori, la dette publique domestique est difficilement soutenable.
Il convient de vérifier cette observation préliminaire par une analyse portant sur des données
trimestrielles. On obtient le tableau suivant :
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00
-1.00
-2.00
-3.00
-4.00
-5.00
1989
1989
1990
1991
1992
1992
1993
1994
1995
-239-
1995
1996
d a
1995
1997
1998
1997
1998
1999
1999
2000
2001
2001
2001
4

Si l'étude de la dette israélienne à l'aide des données annuelles semblent indiquer que celle-ci est
quelquefois soutenable (nous l’avons dit plus haut), l'emploi de données trimestrielles infirme
cette proposition et laisse à penser qu'elle est insoutenable. En effet, à quelques exceptions, Israël
connaît des déficits primaires toujours supérieurs aux déficits primaires soutenables. Il convient
d’ailleurs de remarquer que les déficits ont significativement augmenté depuis le déclenchement
de la guerre en septembre 2000, qui a coïncidé avec l’éclatement de la bulle du secteur high-tech.
La situation politique régionale, conjuguée avec la récession économique mondiale, a donc rendu
la dette israélienne encore plus insoutenable qu’au cours des années quatre-vingt-dix.
-240-
5

Bar Ilan University
Department of Economics
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Soutenabilité de la dette extérieure :
le cas israélien
Etude réalisée par :
Raphaël Franck
Bar Ilan University, Department of Economics, 52900 Ramat Gan, Israel
(franckr@.mail.biu.ac.il)
mars 2004
Bar Ilan University 1
Department of Economics
52900 Ramat Gan Israel
Tél : 972 3 531 8345 Fax : 972 3-241- 535 3180 http://www biu ac il/soc/ec

Parallèlement à ses emprunts sur le marché obligataire national, le gouvernement
israélien se finance par des emprunts sur les marchés de capitaux internationaux. Ces
emprunts sont effectués directement par le gouvernement, ou par la Development
Corporation for Israel (DCI), une agence étatique chargée du bon fonctionnement du
marche obligataire israélien. A l’inverse de la dette domestique, qui est libellée en
shekels, la dette extérieure est libellée en devises étrangères. Le montant des emprunts
extérieurs est déterminé en fonction des besoins en devises du gouvernement et des
réserves de change requises par la Banque Centrale israélienne, la Bank of Israel.
Depuis le milieu des années quatre-vingt, l’un des principaux objectifs du gouvernement
a été de réduire le déficit public et d’équilibrer le budget national. Bien qu’Israël ne soit
pas candidat à l’entrée dans l’Union Monétaire Européenne à l’heure actuelle, les
autorités israéliennes considèrent depuis longtemps les critères de convergence de
Maastricht comme un exemple à suivre pour leurs politiques monétaire et fiscale.
Les autorités israéliennes considèrent en effet qu’un faible déficit budgétaire joint à une
réduction de la dette gouvernementale, à une stabilité des prix, à un faible taux d’intérêt à
long terme et à un taux de change stable, sont nécessaires à la poursuite d’une croissance
économique stable dans un environnement de libre circulation des biens et des capitaux.
Dans ce contexte, le parlement israélien a approuvé en 1992 la « loi de réduction du
déficit », afin de diminuer progressivement la part du déficit budgétaire dans le PNB.
En 2001 et 2002, l’économie israélienne a connu un ralentissement majeur de son activité
économique. Les recettes fiscales ont décru et il en a résulté un déficit budgétaire
important, même si les dépenses gouvernementales n’ont pas excédé les limites
préalablement fixées. Cette conjoncture a interrompu la réduction du déficit budgétaire
-242-
1

voulue par la loi de 1992. Pour remédier à cette situation, le gouvernement israélien a
établi un budget d’urgence approuvé par le Parlement en avril 2002. Ce budget fixe de
nouveaux objectifs en matière de réduction du déficit budgétaire, qui devrait permettre de
ramener le déficit a 1% du PNB a moyen terme.
1. Le déficit budgétaire et la dette publique israéliennes
A la fin juin 2002, la dette publique israélienne s’élevait à 103% du PNB. En
conséquence, le poids annuel de la dette (principal et intérêts) s’élève à 70-80 milliards
de shekels, soit environ un tiers du budget total de l’Etat.
Cependant, depuis le Programme de Stabilisation lancé en 1985, il y a eu une tendance
générale à la réduction du poids de la dette publique. L’examen du ratio dette publique /
PNB entre 1998 et 2002 révèle une baisse rapide et substantielle d’environ 4,9% par an.
Cette baisse s’explique principalement par la croissance économique en Israël, reflétée
par une hausse du PNB, un accroissement des recettes fiscales, et une certaine retenue
dans les dépenses fiscales. Une baisse de la dette génère notamment des paiements
d’intérêt moins élevés, ce qui enlève un facteur pesant lourdement sur le budget de l’Etat
chaque année. Cependant, entre janvier 2001 et la fin juin 2002, le déficit budgétaire a
augmenté, entraînant une hausse du ratio dette publique / PNB, atteignant 103% a la fin
du premier semestre 2002.
-243-
2

Déficit budgétaire, 1996-2008.
Cependant, la dette du gouvernement israélien conserve une structure unique qui la rend
plus stable et permet de maintenir le « rating » du pays. Depuis les années quatre-vingt, la
part de la dette extérieure ne cesse de décroître, passant de 46% en 1987 à 28% à la fin
juin 2002. En outre, le gouvernement américain garantit la moitié de la dette externe
publique israélienne et les dettes échangeables sur les marchés n’excèdent pas 7% de la
dette publique totale 1 .
Dette publique en pourcentage du PNB (1987-2002)
* Fin juin 2002
1
En parallèle, seulement la moitié de la dette domestique est israélienne est échangeable sur les marchés
financiers.
-244-
Anticipé
3

2. Les caractéristiques de la dette externe
Alafin 2002, la dette extérieure publique se montait à 27.7 milliards US$, soit 27.5% de
la dette publique totale. Outre sa part relativement faible dans la dette totale, la dette
extérieure présente certaines caractéristiques notables.
Sources de la dette externe
Une large part des emprunts sont garantis par le gouvernement américain et obtenus par
le biais de la Development Corporation for Israel (DCI) sous l’appellation « Israel Bonds
Organization ». Par ces deux moyens, le gouvernement israélien obtient des prêts à des
conditions plus favorables que par les canaux habituels. De plus, ces emprunts ne sont
pas échangeables sur le marché financier, garantissant ainsi la stabilité de la dette
israélienne.
Par ailleurs, les émissions du gouvernement israélien sont caractérisées par une maturité
relativement longue. A la fin 2002, seulement 2.4% de la dette externe avait une maturité
originelle inférieure à 5 ans. Cette longue maturité permet un refinancement plus faible et
la stabilité financière de la dette.
-245-
4

Il apparaît de plus que 92% de la dette israélienne extérieure est libellée en US$. Cette
proportion importante résulte des garanties accordées par le gouvernement américain et
reflète également la sur-représentation des investisseurs américains dans les achats de
titres publics israéliens. Toutefois, le Ministère des Finances israélien tente depuis
quelques années de libeller les émissions de sa dette en d’autres devises que le dollar.
Composition de la dette extérieure en devises étrangères
3. Les instruments de financement de la dette extérieure
Le gouvernement israélien dispose de quatre instruments pour financer la dette
extérieure. Ce sont les “Israel Bonds Organizations”, les offres publiques, les placements
prives et les prêts syndiqués.
Les “Israel Bonds Organizations » sont les trois organismes au travers desquels le
gouvernement israélien vend les titres israéliens aux investisseurs privés et institutionnels
en Amérique du Nord, Amérique du Sud et en Europe. Ces agences indépendantes,
basées aux Etats-Unis, au Canada et au Mexique, opèrent selon les lois des pays où elles
sont installées et sous la supervision des autorités de régulation financière locales.
-246-
5

En outre, en 1994, le Ministère des finances israélien a entrepreis des offres publiques sur
les marchés financiers internationaux. Le montant annuel de ces offres s’est élevé aux
alentours de 200 - 250 millions de US$, entre 1995 et 1998, et entre 500 millions et 1
milliard de US$ depuis 1999. L’objectif de ces offres publiques est de fournir un substitut
aux prêts garantis par le gouvernement américain. Depuis 1995, le Ministère des finances
aeffectué sept appels d’offre sur les trois plus importants marchés financiers : Yankee,
Euro et Samurai. Les activités de levée de fonds du gouvernement sur les marchés
financiers servent en outre de référence au financement des entreprises israéliennes sur
les marchés internationaux. Elles encouragent les firmes israéliennes à emprunter sur ces
marchés.
Coupon, maturité et montant des offres publiques
Coupon Maturité Montant émis
Israël 5 7/8 02/09 400.000.000 euros
Israël 4 _ 06/06 400.000.000 euros
Israël 7 _ 03/10 500.000.000 USD
Israël 7 _ 12/28 250.000.000 USD
Israël 6 3/8 12/05 250.000.000 USD
Israël 6 3/8 12/01 200.000.000 USD
Israël 3 08/03/07 20.000.000.000 JPD
Le gouvernement israélien lève également des capitaux par le biais de placements privés
non-échangeables, mais de manière limitée.
-247-
6

Enfin, depuis 1987, le gouvernement israélien entreprend de lever des capitaux à
l’étranger par le biais de prêts syndiqués. La banque qui gère cette syndication est choisie
lors d’un processus d’enchères compétitives.
4. La notation du crédit
Les titres du gouvernement israélien sont notés depuis 1988. A l’heure actuelle, trois
agences de notation fournissent des informations sur l’économie israélienne : Moody’s,
Standard&Poor’s et Fitch.
Le tableau ci-dessous fournit la notation des titres israéliens sur les marchés national et
international (en octobre 2002), ainsi que les échelles de notation comparatives utilisées
par Moody’s, Standard&Poor’s et Fitch. Le graphique qui suit montre l’évolution de la
notation de la dette israélienne d’Israël sur les marchés financiers internationaux entre
1992- et 2002.
Notation de la dette israélienne à long et à court terme
Agence
de
notation
Notation des
titres sur les
marches
nationaux
Notation des
titres sur les
marches
internationaux
Moody’s Long terme A2 A2
Standard
& Poor’s
Echelle de notation
Court terme -- P1 P-1, P-2, P-3, NP
Long terme A+ A-
Aaa, Aa1, Aa2, Aa3, A1, A2, A3,Baa1,
Baa2, Baa3, Ba1, Ba2, Ba3, B1, B2, B3,
Caa1, Caa2, Caa3, Ca, C
AAA, AA+, AA, AA-, A+, A, A-, BBB+,
BBB, BBB-, BB+, BB, BB-, B+, B, B-,
CCC+, CCC, CCC-, CC, C, D
Court terme A-1 A-1 A-1+, A-1, A-2, A-3, B, C, R, SD, D
Fitch Long terme A A-
AAA, AA+, AA, AA-, A+, A, A-,
BBB+, BBB, BBB-, BB+, BB, BB-, B+,
B, B-, CCC+, CCC, CCC-, CC, C, D
Court terme -- F1 F1+, F1, F2, F3, B, C, D
-248-
7

Evolution de la notation de la dette israélienne à long terme, 1992-2002
5. Analyse économétrique et comptable de la dette extérieure israélienne
Nous utilisons des données sur une période allant du 1er trimestre 1989 au
premier trimestre 2002.
Les résultats obtenus par l'utilisation de tests de racines unitaires sont les suivants :
Variable
No
lags
ADF
t-test
5%
critical
level
ADF
Z-test
5%
critical
level Conclusion
D(Dt) 0 -2.95 -2.93 -13.75 -13.3 I(0)
St 0 -3.01 -2.93 -13.9 -13.3 I(0)
D(dt) 0 -3.15 -2.93 -13.6 -13.3 I(0)
st 1 -2.99 -2.93 -13.55 -13.3 I(0)
L'emploi de la méthode comptable donne les résultats suivants :
-249-
8

9
1989 I 16766 16666 100 8935 -1063.36 5.2 18949000 7.298981 4240.462 0.022378 5303.818 0.027
1989 II 16671 16570 100 9033 -945.966 5.1 19685000 3.88411 -4150.21 -0.02108 -3204.25 -0.0162
1989 III 16708 16608 100 9805 -823.64 5.2 22082768 12.18069 8848.803 0.040071 9672.443 0.0438
1989 IV 16965 16965 0 10023 -456.792 4.9 22593824 2.314275 -13235.7 -0.05858 -12778.9 -0.056
1990 I 16934 16934 0 10036 -879.25 5 24469296 8.300817 6009.798 0.024561 6889.048 0.0281
1990 II 16818 16818 0 10052 -928.832 4.8 26056528 6.486627 3788.848 0.014541 4717.68 0.0181
1990 III 17001 17001 0 10105 -641.082 4.9 27158336 4.22853 -2183.34 -0.00804 -1542.26 -0.005
1990 IV 17166 17166 0 10184 -651.048 4.8 28790464 6.009676 2962.376 0.010289 3613.424 0.0125
1991 I 17817 17537 280 10729 -487.3 5 29750752 3.335438 -6840.72 -0.02299 -6353.42 -0.021
1991 II 17347 17347 0 10786 -979.165 4.5 33304112 11.94377 9976 0.029954 10955.16 0.0328
1991 III 17530 17530 0 10897 -632.309 4.7 35610256 6.924502 4920.88 0.013819 5553.189 0.0155
1991 IV 17763 17763 0 10984 -608.44 4.8 37867456 6.338623 3724.209 0.009835 4332.649 0.01144
1992 I 18091 18091 0 11174 -560.15 5 38917008 2.771646 -10688.5 -0.02746 -10128.3 -0.026
1992 II 18210 18210 0 11253 -767.459 4.9 41337536 6.219718 3328.67 0.008052 4096.129 0.0099
1992 III 18609 18609 0 11549 -456.87 4.7 41664752 0.791571 -40596.7 -0.09744 -40139.9 -0.096
1992 IV 18329 18329 0 11563 -1173.23 4.8 42694160 2.470693 -12301.3 -0.02881 -11128 -0.026
1993 I 19426 19426 0 12725 198.879 4.9 44920768 5.215252 985.3316 0.002193 786.4526 0.0017
1993 II 19219 19219 0 12783 -1120.02 4.7 45384528 1.032396 -34682.1 -0.07642 -33562.1 -0.073
1993 III 20371 20371 0 13938 267.926 4.6 49385312 8.815304 8748.578 0.017715 8480.652 0.0171
1993 IV 20267 20267 0 14035 -1081.81 4.8 50716208 2.694923 -11546.5 -0.02277 -10464.7 -0.020
1994 I 21145 21145 0 15126 -115.083 4.9 53744224 5.970509 3247.384 0.006042 3362.467 0.0062
1994 II 21196 21196 0 15264 -1006.25 5 55473744 3.218057 -8954.37 -0.01614 -7948.12 -0.014
1994 III 21829 21829 0 15940 -469.192 5.2 58643056 5.713175 1668.673 0.002845 2137.865 0.00364
1994 IV 22423 22423 0 16622 -519.279 5.1 63389616 8.093985 7382.256 0.011646 7901.535 0.0124
1995 I 22849.6 22849.6 0 16810.3 -649.704 4.8 62812256 -0.91081 -1463081 -2.32929 -1462431 -2.3282
1995 II 22776 22776 0 16828.2 -1147.53 4.7 66701856 6.192422 4726.003 0.007085 5873.534 0.0088
-250-
Dette
étrangere
sous forme
d'obligation
Dette
extérieure
Dt
Dette
étrangere
long
terme
Dette
étrangere
court
terme
Deficit
exterieur
net
effectif
Taux
d'interet
it
nominal
courant à
la date t PIB
Taux de
croissance
nominal
de
l'économie
Deficit
exterieur
net requis
en
millions
de dollars
Deficit
exterieur
net
requis en
% du
PIB
GAP en
millions de
dollars
GAP en
% du
PIB

10
1995 III 23241.5 23241.5 0 17441.7 -559.42 4.5 69522112 4.228152 -1208.49 -0.00174 -649.066 -0.000
1995 IV 23540.3 23531.3 9 17656.2 -732.826 4.4 69404720 -0.16886 -129403 -0.18645 -128670 -0.185
1996 I 24214.6 24186.6 28 18433.6 -380.077 4.4 73426875 5.795218 4971.827 0.006771 5351.905 0.0072
1996 II 23926.2 23897.9 28.3 18357 -1377.1 4.5 83856181 14.20366 15270.78 0.018211 16647.88 0.0198
1996 III 24972.4 24924.9 47.5 19491.9 -48.4055 4.5 95236414 13.57113 15546.35 0.016324 15594.76 0.0163
1996 IV 25231.2 25177.3 53.9 19656.2 -869.22 4.5 97532553 2.410989 -15452.5 -0.01584 -14583.3 -0.014
1997 I 25863.6 25834.7 28.9 20609.6 -500.756 4.6 1.03E+08 6.043249 5299.772 0.005124 5800.528 0.0056
1997 II 25822.7 25822.3 0.4 20790.5 -1226.63 4.7 1.04E+08 0.09466 -108639 -0.10494 -107412 -0.103
1997 III 26624.2 26623.9 0.3 21668.1 -360.403 4.5 1.03E+08 -0.07939 -132437 -0.12803 -132077 -0.127
1997 IV 26127.8 26127.5 0.3 21481.2 -1774.35 4.8 1.04E+08 0.662289 -65036.4 -0.06246 -63262 -0.060
1998 I 27671.9 27671.9 0 23004 368.6625 4.5 1.04E+08 0.197834 -99386.9 -0.09526 -99755.6 -0.095
1998 II 27477.8 27460.8 17 22886.5 -1428.66 4.4 1.05E+08 0.623386 -63923.8 -0.06089 -62495.2 -0.059
1998 III 27523 27523 0 22922.1 -1146.08 4.4 1.06E+08 1.386788 -34746.5 -0.03264 -33600.5 -0.031
1998 IV 27604.1 27603 1.1 23081 -1103.49 4.3 1.07E+08 0.877582 -50316.2 -0.04686 -49212.7 -0.045
1999 I 27617.2 27607.2 10 23306.7 -1210.33 4.4 1.07E+08 -0.66199 -413586 -0.38775 -412376 -0.386
1999 II 27847.5 27837.5 10 23683.3 -1012.02 4.5 1.08E+08 1.718593 -28490.9 -0.02626 -27478.9 -0.025
1999 III 27827.1 27817.1 10 23710.2 -1300.93 4.6 1.1E+08 1.026484 -49070.5 -0.04477 -47769.6 -0.043
1999 IV 27778.5 27778.5 0 23810.5 -1262.55 4.4 1.12E+08 1.806509 -25670.1 -0.023 -24407.5 -0.021
2000 I 28235.1 28235.1 0 24437.4 -821.211 4.6 1.14E+08 1.810915 -28015.8 -0.02466 -27194.6 -0.023
2000 II 27926.7 27926.7 0 24220.8 -1635.45 4.7 1.17E+08 2.615765 -16097.8 -0.01381 -14462.3 -0.0124
2000 III 27779.2 27779.2 0 24220.1 -1487.98 4.8 1.2E+08 2.78189 -14823.7 -0.01237 -13335.7 -0.011
2000 IV 27443.6 27443.6 0 23876.6 -1641.22 4.7 1.18E+08 -1.11521 1385263 1.169102 1386905 1.1704
2001 I 27568 27568 0 24146.6 -1220.34 4.9 1.18E+08 -0.13545 -160566 -0.13569 -159346 -0.134
2001 II 27216.3 27216.3 0 23908 -1730.1 5 1.17E+08 -1.18213 923827 0.790067 925557.1 0.79154
2001 III 27614.8 27614.8 0 24086.7 -935.099 4.9 1.15E+08 -1.47499 370629.8 0.321712 371564.9 0.32252
2001 IV 26865.3 26865.3 0 23470.4 -2130.24 5 1.15E+08 -0.5761 -353392 -0.30853 -351261 -0.306
2002 I 27126.7 27126.7 0 23790.9 -1135.6 5.2 1.15E+08 0.250654 -107351 -0.09349 -106216 -0.09
2002 II 27494.4 27494.4 0 24153 -1015.76 5.1 1.15E+08 -0.02438 -144413 -0.12579 -143397 -0.124
2002 III 27871.7 27871.7 0 24615.3 -1024.91 5.1 1.15E+08 0.369767 -96249.7 -0.08353 -95224.8 -0.082
2002 IV 27320 27295 25 24052.8 -1970.29 5 1.15E+08 -0.14198 -163725 -0.14229 -161755 -0.140
-251-

6. Discussion
L'utilisation des tests de racines unitaires montre que la dette extérieure israélienne n'est pas
soutenable. En outre, il apparaît au travers de la méthode comptable que les valeurs du GAP sur
cette période sont certes négatives, mais très proches de 0. La méthode comptable semble donc
indiquer que la dette extérieure israélienne est insoutenable, mais "de très peu". Il est d’ailleurs
intéressant d’examiner l’évolution de la dette extérieure israélienne par rapport au PIB. Celui-ci a
cru de manière significative dans les années quatre-vingt-dix, suite aux investissements importants
suscités par le processus de paix initié au Proche-Orient à partir de 1993. L’échec du processus de
paix et le déclenchement de la guerre en septembre 2000 ont causé la chute du PIB, mais les
autorités israéliennes ont fait en sorte de limiter l’endettement extérieur. Celui-ci est resté
relativement stable par rapport au PIB, en dépit de la crise causée par la situation politique et
l’éclatement de la bulle du secteur high-tech qui a particulièrement frappé les firmes israéliennes de
ce secteur.
7. Recommandation en matière de politique économique :
Depuis la réélection du Premier Ministre Ariel Sharon en janvier 2003 et la formation d'une
coalition politique dominée par son parti, le Likoud, Israël connaît une révolution en matière
économique. Le gouvernement a en effet décidé de démanteler l'Etat-providence, non sans susciter
la colère du principal syndicat israélien, la Histadrout.
Il est vraisemblable que cette politique de libéralisation de l'économie israélienne sera
poursuivie tout au long du mandat de l’actuel Premier Ministre. Celle-ci coïncide en effet avec une
reprise manifeste de l’activité économique en Israël.
-252-

Institute of Financial Economics
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Government Spending, Growth And Sustainability of Deficits and External
Public Debt: The Case of Lebanon
A Research Project by:
Simon Neaime
(sn01@aub.edu.lb)
March 2004
Institute of Financial Economics, American University of Beirut- Beirut, Lebanon.
P.O.Box: 11-0236. Fax (9611) 744484-Tel (9611)744485-
-253-

Government Spending, Growth And Sustainability of Deficits and External
Public Debt: The Case of Lebanon 1
Simon Neaime, Ph. D.
Associate Professor
Department of Economics
American University of Beirut
Beirut-Lebanon
Tel (9613) 829944-Fax (9611) 744484
Email: sn01@aub.edu.lb
Abstract
This paper presents a thorough empirical analysis of fiscal developments in Lebanon over the
past three decades. After an evaluation of major fiscal and monetary developments, the paper
establishes empirically that the optimal size of government spending as a percent of GDP is
estimated at about 28 percent. The paper then uses debt ratio analysis and the Present Value
Constraint framework to analyze whether debt and deficits are sustainable. Unit root and
cointegration tests reveal that public debt and external debt in Lebanon are both not
sustainable. In short, Lebanon could be heading towards a debt and exchange rate crisis,
which could degenerate into a banking crisis similar to the one observed in Argentina, unless
timely fiscal adjustment measures are introduced in the near future.
1 This work has benefited from a financial grant from the Commission of the European Communities within the
context of the FEMISE program. The views expressed are those of the beneficiary and therefore in no way
reflect the official opinion of the Commission. The author is grateful to Claude Berthomieu and Anna
Thikonenko for very valuable comments and suggestions on an earlier draft, and to Rima El-Kadi and Myra
Yazbeck for superb research assistance.
-254-

1. Introduction
In the past two decades, an increasing number of exchange rate and debt crisis have
brought forward the potential damage on a given economy emanating from a weak public
sector. Policy makers and academics have thus devoted considerable efforts in trying to study
the weaknesses of the public sector, particularly in emerging economies that are exposed to
various domestic fiscal and external imbalances. These efforts are primarily devoted to try
and forecast whether budget deficits and total public debt are sustainable. In the instance
where debt is not sustainable, then reforming fiscal policies will be a must in avoiding a
fiscal, monetary and exchange rate crisis.
After the accumulation of a sizeable debt in Lebanon, the financial distress of the
public sector has become a major source of concern for the Lebanese economy. It is well
known that Lebanon has been running a permanent budget deficit for the past two decades for
about 30 percent of GDP, resulting in a debt that is currently above 180 percent of GDP.
While some efforts have been undertaken recently in order to balance the primary deficit, by
introducing the Value Added Tax (VAT), reforming the archaic taxation system, and
improving government collection of tax revenues, fiscal policy seems unable to generate a
structural change via privatization or the use of the proceeds 2 of the Paris II Conference of
International Donors’ Countries, in order to change the growing trend of the Debt/GDP ratio.
The fiscal problem is made even more urgent by the donors’ countries, which have put
pressure on the Lebanese government to restructure its debt, privatize and improve tax
collection. Failure of the Lebanese government to timely implement the necessary fiscal
adjustments will certainly lead to a debt and currency crisis, and subsequently, to a chain of
bank failures, since a major portion of public debt is held by the Lebanese banking system.
This paper will attempt to assess the sustainability of the Lebanese current fiscal
policy, and evaluate whether it is violating the intertemporal budget constraint for the public
sector. Broadly speaking, such a constraint stipulates that a fiscal policy is sustainable when it
is expected to generate sufficient net revenues in the future to repay the accumulated debt and
its service. However, a fiscal policy becomes unsustainable if the government intends to
finance its future interest expenses by issuing further debt, and is unable to generate adequate
revenues even via seigniorage.
Studies analyzing public sector’s vulnerability have considered closely the issue of
fiscal sustainability. Fiscal sustainability can be determined in various ways and the economic
literature is rich in studies trying to assess the vulnerability of the public sector. Three
2 The Paris II Conference has pledged USD 4.2 billion in loans at prime interest rate.
-255-

theoretical frameworks have been used frequently in the literature to assess the sustainability
of public policies: (1) Debt Ratio analysis; (2) the Present Value Constraint (PVC); and (3)
the Accounting Approach. This paper will make use of the first 2 frameworks to look at the
issue of fiscal sustainability in Lebanon. It also employs unit root and cointegration tests on
different components of the public budget and the balance of payments to analyze the
sustainable of internal and external debt.
A country’s external debt is sustainable if it can be serviced without either a
restructuring of debt obligation, or a large correction in the balance of income and
expenditure. Thus, solvency of a country depends on both a willingness to pay, as well as, an
ability to pay.
While a country facing a liquidity problem does not necessarily mean that its debt is
unsustainable, insolvency of a given economy means that debt is unsustainable. An economy
faces a liquidity problem when its due liabilities in a given period exceed its liquid foreign
currency assets. In other words, a country may face a cash flow problem, even if it might be
solvent in the long run. Consequently, the economy is unable to meet its immediate external
obligations. However, a solvency 3 problem arises when a given country will never be able to
service its debt out of its own resources. Under these circumstances the external debt burden
is said to be unsustainable.
The conduct of fiscal policy in the emerging economy of Lebanon has recently
become critical in determining the country’s future economic and fiscal situation, due to the
accumulation since the early 1990s of a sizable level of debt. The Lebanese financial market
is still under developed and the government has been the only body that is currently
borrowing domestically and from the international bond market, whether to finance its current
expenditures or to repay its foreign debt. Since Lebanon has been financing its budget deficits
via borrowing, this has had a direct bearing on interest rates, inflation, and exchange rates,
and the rate of growth of GDP. Deficit financing has also affected private sector’s growth
directly by crowding out private investment. Thus, Lebanon’s ability to repay its external debt
obligation can be viewed in the context of its ability to tax its residents and use the revenue to
buy foreign exchange for debt service payments on one hand, and on its ability to reduce
government spending and control the debt and its service on the other.
3 Insolvency of a given economy means also that the present value of the sum of future income minus
expenditure is larger than the initial level of indebtedness.
-256-

The rest of the paper is divided as follows. In the next section we review the
macroeconomic developments in Lebanon over the past three decades with a detailed
overview of the development of fiscal and other macroeconomic variables. Section 3
highlights the size of the public sector in Lebanon and establishes empirically the optimal
level of government spending. Section 4 explores empirically the issue of public debt
sustainability in Lebanon, using ratio analysis and the Present Value Constraint. Section 5,
analyses in details the issue of external debt sustainability using unit root and conintgeration
tests. Section 6 concludes the paper with some policy implications.
2. Fiscal and Macroeconomic Developments in Lebanon: 1970-2002
Subsequent to fifteen years of disturbances, which resulted in massive infrastructure
damage 4 , and economic difficulties, Lebanon has engaged since the early 1990s into a
massive reconstruction plan. During the war period, the Lebanese government revenue base
was eroded due to the inability of the government to collect taxes, and the absence of
adequate infrastructure. There was no external support available given the high political
instability and the shaky macroeconomic performance. The latter led to intense reliance on
domestic currency financing for government spending, and to increased resort to monetary
financing during the years 1989-1991. The rate of inflation was at its highest historical levels
of 400 percent, 99.79 percent and about 50 percent in 1989, 1990 and 1991 respectively. Total
public debt stood at 40 percent of GDP by end-1992 even before any major reconstruction
measure was undertaken. From about Lebanese Lira (LL) 3/USD prior to 1985, the exchange
rate, by late 1992, shot up by 110 percent over its 1991 level to reach as high as L.L.
1838/USD (see Figure 1). At that time, however, Lebanon’s Gross Domestic Product (GDP)
was taking on an upward drift, increasing from USD 2.835 to 4.455 and 5.168 billion in 1991,
1992 and 1993 respectively (Figure 2).
4 Physical assets ruin was estimated, by the United Nations, to be around USD 25 billion.
-257-

Figure 1. Inflation and Exchange Rates: 1960-2002
500
400
300
200
100
0
(a) Inflation (%) (b) Exchange Rate (LL/USD)
-100
60 65 70 75 80 85 90 95 00
2000
1500
1000
Source: Banque Du Liban (BDL), Lebanese Ministry of Finance and IMF.
500
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
To reinstate confidence in the country as a preparatory procedure for external
assistance request, the newly established government that took office in 1992, opted for
exchange rate based stability policies. The Lebanese pound appreciated against the dollar by
6.91 percent and 3.74 percent in 1993 and 1994 respectively. The inflation rate declined to 30
percent in 1993 to reach the single digit level, 9 percent, by 1994, and down to about zero
percent since 1997 (Figure 1). A low inflation rate coupled with high real rates of interest
encouraged the inflows of private capital and the initiation of the reconstruction program,
which received its initial funds from foreign donors and was embarked on in 1993. The
Lebanese pound was stabilized and was appreciating steadily against the USD dollar since
1993. However, the 3 month Treasury Bills (TBs) rate kept on increasing to reach its highest
level, 33 percent in 1993, with a milder peak of 25 percent in 1995, at a time when all
observers were expecting these rates to fall as a result of the steady appreciation of the LL.
With a low rate of inflation rate of 2 percent, this constituted a real effective return on
domestic short-term debt of 28 percent. There was, however, a reversal in the increasing trend
of TB rates since end of 1996, and the real return on Lebanese treasury bills with maturities
between 3, 6 and 24 month ranged between 12-18 percent. It goes above the US dollar and the
Euro LIBOR (or risk free rate) by about 12-15 percent (see Figure 2).
-258-

Figure 2. Nominal 3 Month Treasury Bills Rates and GDP
25
20
15
10
5
(a) Yearly Average TBs Rates (b) Monthly TBs Rates
0
78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02
20
16
12
8
4
35
30
25
20
15
10
5
0
78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02
(b) Nominal GDP in (USD Billion) (c ) Rate of Growth of Nominal GDP in (%)
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
8
4
0
-4
-8
-12
60 65 70 75 80 85 90 95 00
Source: Banque Du Liban (BDL), Lebanese Ministry of Finance and IMF.
On the other hand, the Lebanese monetary authority, Banque Du Liban (BDL) was
pursuing a conservative monetary policy with as target price and exchange rate stability.
While these efforts were successful in stabilizing the exchange rate and bringing down the
rate of inflation to about zero percent, the strict monetary policy was also exerting upward
pressures on domestic interest rates. Instead of pursuing an accommodating monetary policy
to ease up the upward pressure on domestic interest rates, BDL was reluctant to take that
venue due to several episodes of political instability, and fears from a renewed devaluation of
the local currency. The outcome of a restrictive monetary policy coupled with a heavy
reliance on domestic credit was clear. A sizeable public debt started to emerge coupled with
its heavy service burden, which subsequently translated into recurrent budget deficits.
All this helped in the acceleration and widening of subsequent budgetary deficits even
at a time when government revenues were increasing by four folds in 1996, increasing from
USD 619 million in 1992 to about USD 2.2 billion in 1996. To finance the fiscal imbalance,
the Lebanese debt was soaring up rapidly. The debt and the need to finance it, have
-259-

contributed to the early 2000s’ recession (with an average growth in GDP of 1 percent) by the
crowding out of private sector’s investments subsequent to high interest rates peaking at 30
percent in 1993 (Figure 2).
The fiscal and debt burden were carried on to the latter half of the 1990s and early
2000, with the rate of growth of GDP decreasing steadily since 1997. Tapping international
capital markets was becoming more difficult or almost impossible for Lebanon, due to the
East Asian financial crisis that diverted away all kinds of external support to other emerging
economies, on one hand, and the deteriorating fiscal position of the Lebanese government on
the other. As a consequence, Lebanon’s sole option was to turn to more domestic borrowing,
but in foreign currency, tapping the financial savings of the Lebanese private sector 5 and the
pool of resident investors, while offering increasing spreads given the disturbingly increasing
debt and deficit. The high debt cost could not but further deteriorate the fiscal imbalance and
called for immediate action. The previously mentioned crowding out effect of private sector
investments materialized in the slow growth of GDP which came close to stagnating with a
mere 1 percent increase recorded in 1999, 2000 and 2001. Moreover, the narrow debt holder
base was concentrated in Lebanese private commercial banks, which retained more than 70
percent of total public debt at end of 1998. This fact urged the government to diversify its
sources of financing, broaden the investors’ base and ensure better debt management.
After ten post-war years of the so-called reconstruction and economic revival, the
Lebanese government reviewed its list of priorities with debt reduction now occupying the
lead position. In September 2000, international credit agencies threatened to further
downgrade Lebanon’s credit rating. Moody’s declared that it would review its B1 rating on
Lebanon’s short-term domestic debt, essentially Treasury Bills. Standard and Poor lowered its
rating on Lebanon’s long-term foreign-currency debt by one notch to B+ from BB, citing
Lebanon’s onerous debt-service burden, persistent high budget deficits, and the stemming
debt as the main reasons for such action. The new decade’s budgets initiated a correction in
the country’s fiscal imbalances, by relying on a dual track of decreasing expenditures and
increasing public revenues.
5
The 14 million wide Lebanese expatriate base contributed in 20% of total capital inflows in 1998 (Lebanese
Ministry of Finance, 1999).
-260-

Figure 3. Fiscal Developments: 1960-2002
(a) Revenues in (USD Billion) (b) Government Spending in (USD Billion)
4
3
2
1
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
8
6
4
2
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
(c) Deficit or Surplus in (USD Billion) (d) Primary Deficit or Surplus in (USD Billion)
1
0
-1
-2
-3
-4
-5
60 65 70 75 80 85 90 95 00
8
6
4
2
0.4
0.0
-0.4
-0.8
-1.2
-1.6
60 65 70 75 80 85 90 95 00
(e) Government Spending (GSP) and
Revenues (GREV) in (USD Billion) (f) Budget Deficit/GDP in (%)
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
GREV GSP
10
0
-10
-20
-30
-40
60 65 70 75 80 85 90 95 00
Source: Banque Du Liban (BDL), Lebanese Ministry of Finance and the IMF.
Figure 3 indicates a steady increase in government revenues since the early 1990s,
while at the same time government spending inclusive of servicing of the debt was also
moving in the same direction. However, since the early 1990s the gap between government
expenditures and revenues seems to be widening at an alarming rate (see Figure 3(e)).
Another key variable in analyzing debt sustainability is the primary fiscal deficit. A
permanent increase in the primary deficit would increase the likelihood of debt becoming
unsustainable and contribute to the worsening of the management of public debt. Moreover, a
-261-

continuous increase in the primary deficit through insufficient tax revenues or increased
government expenditures would render debt unsustainable by (1) increasing the real interest
rate, (2) reducing GDP growth, and (3) through increasing the level of debt. The Lebanese
primary deficit seems to be reverting to zero over the last two decades indicating no real
concerns in the foreseeable future. However, the total deficit, which reflects addition of debt
service of Lebanese public debt to government expenditures, has become significant since the
early 1990s, averaging between USD 3-3.5 billion. The deficit to GDP ratio has also been
hovering between 20-30 percent since the mid 1990s (see Figure 3(f)).
A high burden of debt service, coupled with high government spending and modest
increases in government revenues led to the accumulation of a sizeable public debt. The debt
to GDP ratio, which has exceeded 180 percent by end of 2003, and which is the highest in the
Mediterranean region, has put Lebanon in the forefront of emerging economies with foreign
debt problems. As noted before, the significant debt service in Lebanon is primarily behind
the continuous fiscal deficit and the increased debt stock. Total debt service represented 18
percent of total GDP in 2002, and was described by the government’s official report in the
Paris II meeting as “unusual” and “unsustainable”. Banks and other private sector entities
hold the larger part of total domestic currency debt with USD 12.7 billion in 2002, which
corresponds to around 61 percent of total public debt (see Table 1).
Table 1. Domestic Currency Debt Composition
USD Billions 2000 2001 2002
Banks and the Private Sector 14.5 11.9 12.7
Public Sector 2.9 6.1 5.9
Banque du Liban (BDL) 1.1 4.1 3.8
Other 1.8 2 2.1
Public Sector Deposits -1.7 -1.3 -1.3
Domestic Currency Debt (Gross) 17.4 18 18.6
Domestic Currency Debt (Net) 15.7 16.7 17.3
Source: The Ministry of Finance, 2002.
The accumulation of consecutive budget deficits, coupled with high interest rates, high
levels of government spending with no adequate revenues led to the accumulation of a huge
public debt. Total debt stood at about USD 32 billion by the end of 2002 after an exponential
increase since 1993, at a time when it was hovering between USD 0.5-3 billion during the
1977-1993 period (see Figure 4(c)). The fast accumulation of the huge public debt took policy
makers and academics by surprise. The rate of growth of foreign debt is even faster since
1995, and by the end of 2002, foreign debt amounted to about USD 13 billion when it was at
about USD 1 billion in 1996 (see Figure 4(b)). This is partly due to the fact that the
-262-

Government has been converting a major portion of its domestic debt with high service costs
and low maturity to foreign debt with relatively lower interest rate costs and higher maturity.
Indeed, the accumulation of a huge debt entails a heavy debt service burden, after being below
USD 1 billion in 1994, it stood at about USD 3 billion in 2002 (see Figure 4(d)).
Figure 4. Evolution of Public Debt in Lebanon: 1960-2002
20
15
10
5
(a) Domestic Debt in (USD Billion) (b) External Debt in (USD Billion)
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
40
30
20
10
16
12
8
4
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
(c) Total Debt in (USD Billion) (d) Debt Service in (USD Billion)
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
4
3
2
1
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
Source: Banque Du Liban (BDL), Lebanese Ministry of Finance and the IMF.
On the regional and international level, Lebanon’s preparation for future adherence to
international agreements, in particular those now signed with the European Union (EU) in the
context of the Euro-Mediterranean (MED) partnership, put the country on the track of cutting
down import tariffs. Lebanon entered into an Association Agreement with the EU in 2002,
which granted a five-year grace period for the Lebanese government in order to fully
dismantle tariffs on imports. 6 In the meantime and for a quite similar purpose, Lebanon was
progressing towards membership of the World Trade Organization (WTO), expected to take
6 Most categories of imports, 86% of all items, are already subject to 0 % or 5% tariff rate.
-263-

place in late 2003. 7 Since customs revenues accounted for more than 50 percent of total tax
revenues in 2000, the latter led to a decline in tax returns, the government’s main source of
income. In 2000, taxes made up around 70 percent of total revenues, the fact that highlights
the extent of risk invested in such action. In return, the Lebanese government expected to stir
up the stagnating economy, where GDP recorded a sluggish increase of 1.28 percent in late
1999, and later declined by 0.3 percent in 2000 to reach USD 16.4 billion, and stagnate at the
same level in 2001 and 2002. All these are signs of an economy that is drifting to a recession.
In addition, by liberalizing trade, the government sought to induce further competition,
which would be expected to ameliorate domestic production efficiency and standards, in order
for it to be in line with the internationally recognized ones that will in turn stimulate exports.
The authorities also wanted to minimize their dependence on international trade related taxes
for their fiscal revenues. Consequently, tax revenues dropped by 3 percent at end 2000, from
USD 3.239 billion in 1999 to USD 3.15 billion in 2000. A significant improvement on the
revenue side was later on brought about in early 2002 with the introduction of the value added
tax. Revenues went up from USD 3.08 in 2001 to USD 3.88 in 2002 with the difference being
attributed solely to the introduction of the VAT. The adoption of the VAT came as
compensatory measure for the loss of customs revenues, which resulted from reductions in
import taxes. The VAT was at a rate of 10 percent on goods and services with some
exceptions. The introduction of the VAT was accompanied by other forms of taxes whose
rates were repeatedly increased like gasoline taxes, 8 as well as, illegal property taxes and
income and profit related taxes.
On the expenditure side, a plan was established to limit discretionary spending. Since
higher spending leads to larger budget deficits, puts pressure on the domestic currency and
would probably lead to higher interest rates, which in turn will reduce the likelihood of
economic growth, the Lebanese government sought to lower non-interest expenditures
through major structural reforms, improvement of revenue collection techniques,
7 Lebanon has already started implementing structural measures to conform to the requirements needed to
become a WTO member. For instance, “Modern Custom’s Law” and “Custom’s Tariff Reduction” have been
applied for this purpose. The “Modern Custom’s Law” came into force on April 22, 2001. The new law
represents a major overhaul of the 1950 vintage law and is based on best international practices and conforms to
WTO regulations. The law will touch on all areas of customs declaration and clearance with the intent to
modernize systems and accelerate and simplify customs procedures. As for the “Custom’s Tariff Reduction”, the
decision to drastically reduce tariff duties was taken in December 2000. The decision was taken in order to
reduce cost of production, stimulate growth and further liberalize the economy and facilitate concluding regional
and international trade agreements. In other words, the government wanted to crate a positive market shock, at
the cost of reducing tariff revenues generated from custom duties. The effective customs tariff – without excises
– was reduced from 12 per cent to 6 per cent (Ministry of Trade and Economy, 2002).
8 Raised three times during 2001-2002, yielding 50% more in 2002 than it did in 2001.
-264-

privatization-led efficiency enhancement, and overall service cost reduction. The cutback in
the government’s expenditures, excluding debt servicing, materialized in 2001 in the form of
employee layoffs from public owned enterprises, like the case was in the government’s
television station, Tele Liban (TL), and the national airline, Middle East Airline (MEA). 9 A
number of surplus employees in public institutions were redeployed in other vacant positions
where they can fill needed civil service posts. These proceedings have eventually contributed
in the government’s plan to reduce its operational costs through lower salary payments.
Enhanced techniques were put in place to better collect revenues from the public power
company, Electricite du Liban (EDL) via the installation of new meters and the check up of
the existing ones. The improved performance of EDL has resulted in 40 percent revenue
increase. While these measures were widely welcomed by the Lebanese public and various
international observers, they were still considered to be insufficient by academics in order to
adjust the fiscal imbalances that the economy is currently facing.
3. An Empirical Model For Optimal Government Spending
3.1 Background and Related Literature
This section proposes an empirical approach to determine, if any, an optimal efficient
level for public spending in view of its positive contribution to growth. Despite many critics
of the early 1990’s when the more liberal economic system was set against government
intervention in the economy, many empirical studies, conjectured that public spending leads
to growth. Endogenous growth models, and many neoclassical studies, clearly stated that
government intervention might have a positive effect on growth. In those studies, public
spending was analyzed based on its contribution to the productive sector –from the supply
side -; and to its contribution to the demand side – in the Keynesian and post-Keynesian
framework. It’s clear that the government should not intervene whenever the market, i.e. the
private sector, is able to enhance growth (investment, technical innovations, research, etc….).
The discussion shows that the share of public spending in GDP is neither negligible
nor excessive. This explains the existence of an optimal level of public spending expressed as
a percentage of GDP (see R. Vedder, and L. Gallaway, (1998), R. Armey, (1995); E. Ayadi
(2002)), as shown in the following figure which relates the explanatory variable G/GDP on
the x-axis to the dependant variable (a variable that measures growth, O for GDP or g% for its
rate of growth) on the y-axis.
9 Layoffs in both, TL and MEA, totaled 2000 staff members in 2001 (Lebanese Ministry of Finance).
-265-

Figure 5. The Optimal Level of Government Spending (Armey 1995)
O or g%
(G/GDP)*
G/GDP
The numerical value of the optimal G/GDP ratio should be estimated using adequate
econometric tests. In the above mentioned literature, empirical studies are conducted by using
two types of tests; either by explaining directly the size of GDP (0) in terms of G/GDP and
some other variables, or by explaining the rate of growth of GDP (g%), and then testing the
quadratic relations in terms of this variable. If the coefficient of the term (G/GDP) 2 is
negative, then we can calculate the optimal level of government spending.
Hence, Vedder and Gallaway (1998) test an expression of the form
2
O A b(
G / GDP)
c(
G / GDP)
( other variables)
, (1)
where O is GDP in level, and G/GDP is the level of government spending to GDP, and
another expression of the form
2
g% A b(
G / GDP)
c(
G / GDP)
( other variables)
. (2)
Before running the above regressions, one should examine the data to locate the
periods where a linearly increasing or decreasing relationship exists between G/GDP and the
rate of growth of GDP or GDP in level. This relationship can be tested. This is because the
explanatory variable G/GDP is accompanied by other variables playing a favorable role in
explaining growth. The choice of these other variables is open and is country-specific.
In Vedder and Gallaway (1998), the following relationship was tested for the US and
for the period 1947-1997.
2
O A b(
G / GDP)
c(
G / GDP)
dT eU
(3)
where T and U designate respectively time and the unemployment rate. They get:
-266-

2
O 566.
2 121.
2(
G / GDP)
3.
47(
G / GDP)
(4)
which gives an estimation of 17.5% for the optimal level of government spending.
Those same authors, for the US and for the period 1976-1996, test the following
relationship:
2
g% A b(
G / GDP)
c(
G / GDP)
dT fW
(5)
where T still represents here time and W is a variable that measures the number of war years.
2
g % 73.
7 1.
52(
G / GDP)
0.
069(
G / GDP)
(6)
which gives an estimation of 11.1% for the optimal level of government spending.
In E. Ayadi (2002), a better adjustment is obtained for Tunisia and for the period
1968-1997, with the following relation:
2
g% a b(
G / GDP)
c(
G / GDP)
dT eInfl f ( I p / GDP)
h(
X / GDP)
i(
T / GDP)
j((
G T ) / GDP),
where T represents total imports; Infl represents the inflation rate; (I/GDP) the share of private
investment in GDP; X total exports; and (G-T) the public deficit. He obtains a better
adjustment:
2
g % 0.
52 3.
26(
G / GDP)
4.
65(
G / GDP)
(8)
The obtained estimation for the optimal level here is 35%.
It should be noted that in both papers, whether in Vedder and Gallaway’s or in E.
Ayadi, the issue of colinearity of certain variables and the risk of spurious correlations may
constitute a source of concern to the authors. The stationarity of the variables of every case
and every country should be taken into consideration and accordingly, special methods should
be used to treat the fallacious correlations that are present in the data. For the US case, we
realize that the more or less long period of the econometric adjustment modifies a lot the
value of the estimated variable. It is therefore necessary to give importance a priori to the
period of the numerical series under study.
-267-
(7)

3.2 Econometric Analysis and Results
Following Vedder and Gallaway (1998), we estimate the following model for the
Lebanese economy for the period 1964-2002, except for exports, which are tracked since
1981.
GDP c
1
2
c ( G / GDP)
c ( G / GDP)
c ( def ) c ( def / gdp)
c ( T / GDP)
2
7
3
c ( X / GDP)
c ( M 2 / GDP)
,
8
4
t
where GDP is the Gross Domestic Product; G/GDP is the ratio of government spending to
GDP; (G/GDP) 2 is the squared ratio of government spending to GDP; def is the budget
deficit; def/GDP is the ratio of the budget deficit to GDP; T/GDP is the ratio of government
revenues to GDP; X/GDP is the ratio of exports to GDP; and M2/GDP is the ratio of M2 to
GDP.
Before carrying out the estimation it is necessary to check the time series properties of
each individual series by establishing their non-stationarity to avoid any problem of spurious
regression. We use the ADF and PP unit root tests on each individual series. The unit root test
results in Table 2 indicate that all series are non-stationary in levels and need to be
differenced once to become stationary. That is all series are integrated of order one.
Table 2. Unit Root Tests
GDP
G/
GDP
(G/
GDP) 2
M2/
GDP
5
Mackinnon’s
Critical
Values
5 % 1%
Constant and
Time Trend
PP (3) -1.01 -2.57 -2.72 -2.15 -3.51 -4.18
PP FD (3) -4.10* -5.34** -5.74** -6.70** -3.52 -4.19
Constant
PP (3) 0.60 -1.90 -2.30 -2.14 -2.93 -3.59
PP FD (3)
-3.79** -5.43** -5.86** -6.79** -2.93 -3.59
Constant and
Time Trend
ADF (1) -1.14 -2.85 -2.56 -2.15 -3.52 -4.19
ADF FD (1) -4.04* -4.64** -5.55** -6.55** -3.52 -4.20
Constant
ADF (1) 0.32 -2.08 -2.19 -2.14 -2.93 -3.59
ADF FD (1) -3.74** -4.71** -5.63** -6.64** -2.93 -3.60
-268-
6
(9)

Table 2 (Cont’d). Unit Root Tests
Deficit
Deficit/
GDP
Mackinnon’s
Critical Values
X/GDP T/GDP 5 % 1%
Constant and
Time Trend
PP (3) -2.43 -2.40 -2.57 -2.27 -3.51 -4.18
PP FD (3) -7.88** -6.79** -4.60** -6.27** -3.52 -4.19
Constant
PP (3) -0.72 -2.05 -1.52 -2.20 -2.93 -3.59
PP FD (3)
-7.81** -6.83** -4.80** -6.28** -2.93 -3.59
Constant and
Time Trend
ADF (1) -2.04 -2.25 -2.74 -2.11 -3.52 -4.19
ADF FD (1) -6.04** -4.94** -3.99* -4.74** -3.52 -4.20
Constant
ADF (1) -0.49 -2.02 -1.51 -2.01 -2.93 -3.59
ADF FD (1) -5.82** -4.97** -4.41** -4.72** -2.93 -3.60
NOTES: 1- PP is the Phillips-Perron test; FD is the first difference; and ADF
is Augmented Dickey Fuller. 2-The numbers in parenthesis are the proper lag
lengths based on the Akaike Information Criterion (AIC). 3- A * indicates
rejection of the null hypothesis of non-stationarity at the 5% level of significance,
while ** indicates a stronger rejection at the 1% level. 4-For most variables the
time trend variable is statistically insignificant at the 5%level, except for the GDP,
deficit and X/GDP series.
We can therefore estimate next model (9) and the following adjustment is obtained
2
GDP 5.
37 1468.
15(
G / GDP)
25.
70(
G / GDP)
...
(10)
R 2 =0.97; DW= 2.29.
which gives an estimation of the order of 28.5 percent for the optimal level sought. This high
level of government spending as a percent of GDP is not surprising and can be explained by
the fact that in the last decade the growth rate of GDP has been mainly due to the large
government spending on the devastated infrastructure. Most of the growth in GDP in the early
and late 1990s was due to the huge government spending on the reconstruction efforts of the
Lebanese government.
4. The Sustainability of Public Debt
4.1. Debt Ratio Analysis: 1960-2002
Debt and debt-service indicators are widely used in the economic literature to assess
an economy’s fiscal situation and the exposure to debt-related risks of liquidity and solvency.
The standard indicators fall into two broad categories – flow indicators and stock indicators.
The flow indicators are based on flow variables; typically gross domestic product or exports.
-269-

From an intertemporal perspective, these variables represent the resources that are available to
meet debt obligations. Flow indicators may thus be useful in assessing solvency problems,
since a solvency problem implies that an economy may never be able to service its debt out of
its own resources. Stock indicators are based on stock variables and tend to reflect liquidity
problems.
There are three flow indicator ratios: Debt/GDP, Debt Service/Exports, and Debt
Service /GDP. They relate debt and its service to resources that are available to meet these
obligations, namely, exports and GDP. These indicators are useful for evaluating both
solvency and liquidity risks, but have some limitations. The debt/GDP ratio indicates the
amount of resources in a given economy that can be generated to repay debt. A rising debt to
GDP ratio signals that the rate of growth of debt exceeds the growth rate of the economy, and
if this continues then the country will have difficulty in meeting its debt obligations in the
future. Debt service measures 10 include interest payments on all debt and amortization
payments on long-term debt only. The assumption is that short-term debt is normally rolled
over. A more comprehensive measure of debt service should include all amortizations.
Figure 6(a) shows that from 0.4 percent of GDP in late 1970s, total Lebanese public
debt grew steadily in the last 5 years to stand by the end of 2002 at 180 percent of GDP. This
is a clear indication of the fast growing rate of debt at a time when GDP growth has been
stagnating at around 1 percent since 1999. This has put Lebanon in the forefront of indebted
Mediterranean countries, and at a well advanced standing relative to highly indebted
emerging countries like Argentina, Brazil, and Mexico. A huge debt entails of course a heavy
debt service burden, and by the need of 2002, the debt service to GDP ratio stood at about 18
percent, which is also quite significant given the size of the Lebanese economy, as measured
by its GDP (see Figure 6(b)). Even more alarming is the fact that in 2002, debt service
became about 4 times the size of Lebanese exports. In other words, the Lebanese economy
has to generate every year hard currency of about USD 3 billion to service its debt from
sources other than the proceeds from exports-usually the main source of hard currency for an
economy. This discrepancy will put more strains on the balance of payments, the amount of
foreign currency reserves available at the central bank, and subsequently on the local
currency.
10 Debt service is commonly computed on a cash basis instead of an accrual basis. If a country is in arrears on its
debt payments, the debt service paid undercounts the true obligation. Thus, a better measure is debt service due
instead of debt service paid.
-270-

The other broader flow indicators are the External Debt/Exports, and External
Debt/GDP. 11 These indicate the repayment capacity of a country, and are used for evaluating
solvency risk. A higher debt to exports ratio indicates a larger amount of resources needed to
service obligations. This in turn implies increased vulnerability to the balance of payments
and larger repudiation risk. Foreign debt is 16 fold the size of Lebanese exports, this in turn is
expected to put more pressure on the external balance (see Figure 6(d)). After being below the
30 percent level in the 1980s and early 1990s, foreign debt has more than tripled since 1997 to
stand at 80 percent of GDP by the end of 2002 (see Figure 6(e)).
Figure 6. Public Debt Related Ratios
2.0
1.6
1.2
0.8
0.4
(a) Total Public Debt/GDP in (%) (b) Debt Service/GDP in (%)
0.0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
4
3
2
1
24
20
16
12
8
4
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
(c) Debt Service/Exports in (%) (d) External Debt/Exports in (%)
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
20
16
12
8
4
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
11 Indicators with total debt have many limitations: The size of debt to GDP or exports is likely to be influenced
by the stage of development of a country. Debt-level based indicators are expected to be higher in the early
stages of development. Thus, using a debt-level based indicator without an inter-temporal or dynamic context
can be misleading. Aggregate debt-level indicators do not provide any information on debt structure in terms of
maturity, borrower (public or private) creditor, currency, or interest rate composition. All these aspects of debt
structure have important implications for vulnerability to external shocks. Thus, measures using total debt stock,
instead of the characteristics of debt, ignore the fact that some of these debts are more vulnerable to an external
shock than others.
-271-

90
80
70
60
50
40
30
20
10
(e) External Debt/GDP in (%) (f) International Reserves/Short-Term Debt in (%)
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
Source: Banque Du Liban (BDL), Lebanese Ministry of Finance and IMF
5
4
3
2
1
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
The most useful stock indicator is International Reserves/Short-Term Debt. It relates
the size of international reserves of the monetary authority to the amount of debt coming due
within a year and is an important indicator of liquidity risk. This indicator shows whether the
economy has enough foreign exchange reserves to cover the amount of debt that is coming
due in the short term. 12 Figure 6(f) indicates again that this ratio has been steadily declining
since the late 1980s. This is due mainly to fast growth in short-term debt coupled with a
steady decline in foreign currency reserves at the Central Bank. On average the central bank
can at most cover 3-4 percent of maturing short-term debt. This is signaling an increasing
liquidity risk faced by the Lebanese government.
The ratio analysis portrayed above presents a rather bleak and alarming picture
regarding Lebanese fiscal sustainability. While these indicators are in no doubt reflecting the
current fiscal realities, the ratio analysis to fiscal sustainability used above and in the literature
suffers from many shortcomings. The debt and debt-service ratios should be used in both
static (point in time) and dynamic (intertemporal) contexts. Although these indicators can
give useful information about the ability to pay, no one indicator provides information on all
the dimensions of a payment problem. Critical debt levels are likely to vary over time. So they
have to be accompanied by comprehensive economic evaluation. We, therefore, turn next to a
more rigorous dynamic empirical analysis of fiscal sustainability in Lebanon by studying the
econometric time series properties of the fiscal variables of interest within the government
Present Value Constraint framework.
12 This ratio has however some limitation. (1) It may not be very useful for open economies that have relatively
large amount of short-term trade credits, this is because trade credits are less likely to be withdrawn during a
crisis; And (2) it does not provide any information on the quality of international reserves. If international
reserves are illiquid, then they cannot be used to meet immediate external obligations.
-272-

4.2. Literature Review
After several emerging economies experienced recently increased debt levels and in
some instances debt crisis, the issue of whether fiscal policies are sustainable has gained
considerable attention among policy makers and academics. Since the early 1990s, there has
been an important emergence of empirical literature dealing with the issue of debt
sustainability. The econometric literature testing the present value constraint focuses on the
time series properties of government expenditures and tax revenues, budget deficits and the
level of public debt. These variables were never related in a structural model. Ideally, the
stationarity and cointegration based tests of debt sustainability should employ long time series
(say 30-50 annual observations) on various macro economic variables. It should also take into
consideration issues that are particularly relevant to Less Developed Countries (LDCs).
The empirical studies on debt sustainability are numerous in the last decade and have
gained extreme importance after the latest financial and debt crisis worldwide. Two empirical
frameworks have been used in the empirical literature. The first rests mainly on testing
stationarity of the various fiscal variables, while the second employs cointegration techniques
and explores the existence of a long-run equilibrium relationship between the fiscal variables
of interest. Under the first framework, if the deficit series is non-stationarity, then it means
that it is growing without bound over time, which means that subsequent debt will also also
grow without bound rendering fiscal policy unsustainable. This will also violate the PVC and
the No-Ponzi-Game (NPG) constraints. A stationary deficit means that the series is reverting
to a certain mean overtime being in general close zero. If that were the case, then obviously
fiscal policy and debt would be sustainable, since deficits will be under control, oscillating
between small deficits and surpluses overtime. In the second framework, cointegration tests
were used to explore the existence of a long-run relationship between government revenues
and expenses. If such relationship exists, this means that the respective government is not
spending without bound and is taking into account the amount of revenues it is generating.
Subsequently, it will not have to borrow to cover its expenses, and debt would be sustainable
and will not grow without bound.
Empirical studies on developed economies are numerous and were initiated by the
paper of Hamilton and Flavin (1986). Using yearly data for the US, covering the period 1962-
1984, they tested the validity of the PVC, or equivalently the NPG condition, or the budget
-273-

constraint. 13 In their study, if the government deficit and debt series are stationary then debt is
sustainable which was the case for the US sample used. Using also yearly data for the US
economy over a larger sample covering respectively the periods: 1890-1983 and 1960-1984,
Trehan and Walsh (1988, 1991) looked at the stationarity of public deficits and debt, and
concluded that since they were stationary for both sample periods, then debt is sustainable.
Running the same empirical tests, Kremers (1988) used a different sample period: 1920-1985,
and found debt to be sustainable until 1981. 14
Within the same framework other researchers conducted stationarity tests on other
countries to see whether debt is sustainable. For instance, Smith and Zin (1991) used
Canadian monthly data for the period 1946-1984, and looked at the stationarity of public debt
and deficits and found debt to be unsustainable. For India, and using the same tests and the
sample period 1970-1988 but yearly data, Buiter and Patel (1992) found that public debt in
India was not sustainable. Using monthly data for Italy and the period 1979-1991, Baglioni
and Cherubini (1993) found that debt is not sustainable. Caporal (1995), using annual data on
some EU countries over the period 1960-1991, found that Italian, Greek, Danish and German
debts to be unsustainable. Makrydakis (1999) using annual data for Greece over the period
1958-1995 also found that debt is not sustainable.
Other empirical studies have used cointegration techniques to test whether debt is
sustainable. These cointegration techniques were used to test whether a long run relationship
exits between government revenues and expenditures. If such relationship exits, then one can
conclude that debt is sustainable. Using annual data covering the period 1953-1987, Elliot and
Kennedy (1988) found that the Australian debt is sustainable. For the US, Tanner and Liu
(1993) and Haug (1995) found that the US debt is sustainable. Using Quarterly US Data for
the period 1947-1992, Quintos (1995) found that US debt was sustainable until 1980. Using
EU data from 1692-1992, Ahmed and Rogers (1995) found that debt is sustainable. Payne
(1997) used annual data for some G7 countries and found that debt is sustainable for
Germany. Crowder (1997) used Quarterly US data and found debt to be sustainable until
1982. Athanasios and Sidiropoulos (1999) also used EU data over the period 1961-1994 and
found debt to be unsustainable for Spain, Belgium, Greek, Italy and Portugal.
13 Agenor and Montiel (1996) argued that the government is solvent if the present value of the future resources
available to it for debt service at least equal to the face value of its initial debt stock (p123). Thus, satisfying the
present value budget constraint, implying that the government is solvent.
14 However, Wilcox (1989) found that debt was not sustainable over the 1960-1984 sample period.
-274-

The empirical literature focusing on developed economies has ignored for instance,
the issue of money printing to finance fiscal deficits. Seigniorage has been used in many
emerging economies to finance budget deficits, but its use varies from one country to
another. 15 Fiscal variables in some LDCs may exhibit structural breaks due to specific fiscal
regime. One framework used to circumvent this shortcoming may be through the introduction
of a level-shift dummy variable to the cointegration relationship involving tax revenues and
government expenditures (see Tanner and Liu (1994) and Hakkio and Rush (1991)).
While in developed economies the issue is whether the fiscal regime has shifted from
sustainable to unsustainable in recent years, in LDCs various emerging governments have
been trying to move from unsustainable fiscal deficits to a situation where debt is sustainable.
Researchers often study whether the regime shifts reflect fundamental changes in the conduct
of fiscal policy, or is the change in the time series properties of the data reflecting a change in
the short-run dynamics of fiscal variables, and not due to a structural shift in the fiscal regime.
It might be wise to focus on more recent fiscal conducts in the instance of structural breaks,
and not study the whole sample period. Yet Ahmed and Rogers (1995) in their analysis of
whether fiscal policy is sustainable, studied the period 1692-1992 which included important
data breaks, including World Wars I and II, and concluded that the US fiscal policy is
sustainable. The use of a long time series for the US made it possible to deal with the problem
of data breaks. However, in most LDCs the unavailability of large data sets might surface and
amplify the problem of structural breaks.
4.3. Theoretical Framework
Insolvency of a given economy means that debt is unsustainable; i.e., that the
respective government cannot pay back its debt. It also means that the present value of the
sum of future revenues minus expenditures is larger than the initial level of indebtedness. In
this context, empirical tests on the present value constraint should not be interpreted as test of
government insolvency, but rather as tests of whether its conduct of fiscal policy is
unsustainable. That is, could the past dynamic behavior of government revenues,
expenditures, and budget deficits as captured by their time series properties, be continued
indefinitely without leading to an insolvency situation where the government can no longer
service its debt and subsequently default on it. Meeting the present value constraint is often
15 Inflation has been contained in Lebanon since the early 1990s, and the Lebanese government has rarely used
seigniorage revenues to finance its budget deficit.
-275-

seen as a no violation of the No-Ponzi-Game Constraint. That is the government cannot go on
borrowing and spending without bound.
Empirical studies dealing with these issues start with the financing constraint of the
public sector. This constraint relates the primary deficit plus nominal debt servicing to
changes in outstanding debt. Specifically, the following dynamic equation relates the stock of
debt in period t, Bt to last period’s debt Bt-1 plus debt service rBt-1, and the primary surplus
(Z).
B ( 1 r)
B Z . (11)
t t1
Zwill be negative when it represents a deficit and will constitute an addition to the stock of
debt, and will be positive when it represents a surplus. Bt is outstanding debt at the end of
period t, and rt equals the ex post return on government debt during period t. 16 Given time
paths for rt and Zt, the government financing constraint in (11) describes the time path of the
stock of debt, i.e., the dynamics of debt accumulation or decumulation. 17
Iterating equation (11) forward n periods and summing up we get
B
t1
E
n
t
j
E j1
t
t
j0
T
( 1
r)
n
j0
G
t
t
j
( 1
r)
j1
B
Et
lim
n
( 1
r)
n1
n1
, (12)
where G is defined to exclude interest payments and Et is the expectation operator.
Seigniorage revenues are some time used in LDCs to finance budget deficits; and in poorer
LDCs grants and concessional lending might also constitute a source for financing budget
deficits. Equation (12) can thus me modified to account for seigniorage revenues
B
t1
E
n
t
j
t
j
E t E
j 1
t
t
j0
T
( 1
r)
n
m
P
j0 t
j
n
j0
G
t
j
( 1
r)
j1
B
Et
Lim
n
( 1
r)
n1
n1
, (13)
where mt is the change in the nominal stock of high powered money, and Pt is the consumer
price index.
16 Equation (1) may be interpreted in nominal or real terms. However, the empirical literature on debt
sustainability suggest that the use of macroeconomic variables in real terms may be more robust, and empirical
tests are more likely to be satisfied if one considers real debt (i.e. nominal debt divided by a price index such as
the Consumer Price Index). Hence, rt and Zt may be interpreted as the real interest rate and real primary surplus.
17
According to equation (1), If the government runs a primary surplus equal to zero (Zt = 0), the stock of debt
will grow at a rate equal to the interest rate: B t rBt1
. If the government runs a primary deficit (Zt< 0), the
stock of debt will grow at a rate exceeding the interest rate. If the government runs a primary surplus (Zt> 0), the
stock of debt will grow more slowly than the interest rate. If the surplus more than offsets payments on existing
debt (i.e. the conventional surplus, Zt + rt Bt-1 is positive), then the debt will actually shrink over time.
-276-

If the last term in (12) or (13) approaches zero as the number of periods increases,
then the No-Ponzi-Game Constraint will be satisfied, i.e.,
Bn1
E t lim 0.
(14)
n
n1
( 1
r)
The No-Ponzi-Game Constraint in (14), also known in the literature as the
transversality condition is stating that the present value of the government’s debt in the
indefinite future converges to zero. For this to occur, debt B in the numerator must grow more
slowly than the rate of interest r. The government cannot finance interest payments on debt by
continuously issuing new debt. This will happen when equation (14) is not violated, and
equation (12) reduces to
while equation (13) becomes
T
n
t
j
Gt
j
B t1
E E j1
t
, (15)
j1
( 1
r)
B
t1
E
t
j0
( 1
r)
j0
n
T
m
t
j
t
j
E t E
j 1
t
t
j0
( 1
r)
j0 Pt
j j0
n
n
G
( 1
r)
t
j
j1
. (16)
Equivalently, empirically if the primary deficit/surplus and debt series are
conintegrated, then again equation (14) will not be violated (see Haug 1991).
If we assume that public debt is growing over time at a constant rate to have
Bt j
j
( 1
) Bt
1,
j
, we can rewrite equation (14) as follows
E
lim 0
n
t
B
n
1
1
r
0
. (17)
For equation (17) to converge to zero, should be less than r, i.e., the rate of growth
of debt should be less than the rate of growth of the real interest rate.
The literature relates the PVC to the accounting approach to assess fiscal sustainability
by focusing on debt ratios to GDP. The accounting approach has, however important
impediments, due to the fact that all variables are taken in ratios to GDP. 18 We will thus not
18 While the PVC in levels or in ratios to GDP is unchanged, the conversion of fiscal variables from levels to
ratios and implementing stationarity tests may constitute an important impediment. The series in levels may be
integrated of order 1, I(1), when converted to ratios they may become stationary, or I(0) series. Equivalently, For
cointegration based test, one requirement for two series to be cointegrated is that both be integrated of order 1,
thus, using I(0) ratio series may lead to the conclusion that the series are not cointegrated when in fact they are.
-277-

consider this approach in the present paper, and we turn next to testing empirically the PVC
constraint within the context of the Lebanese economy.
4.4 Econometric Analysis and Results
In this section, the fiscal data used are from the Banque Du Liban (BDL), Quarterly
and Yearly Bulletins, and from the Lebanese Ministry of Finance. We gather data on
government revenues and expenditures, budget deficits, and government total debt.
Depending on data availability, government revenues and expenditures are tracked since 1960
until 2002. Data prior to 1990 are from BDL, while data after 1990 are from the Ministry of
Finance. For macroeconomic data, we use also the International Monetary Fund’s
International Financial Statistics various issues. The exchange and interest rates are tracked as
early as 1960, while nominal GDP since 1964, and the rate of inflation since 1965.
The econometric tests to be carried out rest on the two frameworks advanced in the
literature, that is stationarity and cointegration tests. If the total budget deficit is stationary,
i.e., integrated of order zero, I(0) then according to Trehan and Walsh (1988, 1991) this
constitute a sufficient condition to conclude that fiscal policy is sustainable. That is, the
government deficit will not grow without bound, and the actual deficit will asymptotically
converge to zero over time. The convergence to zero of the government deficit means that the
PVC or the transversality condition in (14) is actually satisfied. In fact, an equivalent
empirical test would be to test for the existence of unit roots in government expenditures
(inclusive of debt service: Gt+ rtBt-1) and revenues series. If the two series do not contain a
unit root, then the budget deficit will be integrated of order zero and the transversality
condition (14) will be satisfied pointing to the sustainability of fiscal policy. According to
Hakio and Rush (1991), if the two series contain a unit root (i.e., are integrated of order 1)
then one must search for a long-run equilibrium relationship between them. If such
relationship does not exist, debt would be unsustainable. However, if such relationship exists
with a cointegrating vector (1, -b), where b=1, we obtain the condition of Trehan and Walsh
according to which the total budget deficit is I(0) and debt would be sustainable. On the other
hand, if 0

Thus, we start by testing the non-stationarity of government total expenditures and
revenues series. If the two series are stationary, i.e., are I(0) then the total budget is also
stationary and the transversality condition will be satisfied, pointing to the sustainability of
fiscal policy.
We establish stationarity or nonstationarity of the individual fiscal series by applying
both the Phillips-Perron (PP) and Augmented DickeyFuller (ADF) unit root tests. The
following regressions will be carried out
X
X X
,
(18)
t
1 2 t1
i1
k
where is the firstdifference operator; X ) represents respectively the following fiscal
( i,t
time series for Lebanon: G (government spending); T (Tax Revenues), Total Deficit, and
Total Debt, as well as the ratio of these variables to GDP ; i, i, are constant parameters; and
t is a stationary stochastic process. The number of lags (k) will be determined based on the
Akaike Information Criterion (AIC).
To determine the order of integration of the series, model (18) is modified to include
second differences on lagged first and k lags of second differences. That is,
2
X
t
t1
k
ti
i
ti
2
X X
(19)
1
i 1
i
where, 2 Xt = Xt X t-1,; i, i, are constant parameters; and 1t is a stationary stochastic
process. The k lagged difference terms are included so that the error terms t and 1t in both
equations are serially independent. Equations (18) and (19) are also estimated with a time
trend. The unit root test results are reported in Table 3. Based on ADF and PP tests, the null
Hypothesis of non-stationarity ( H 0 ) of government spending (G), government
0 : 1 2
revenues (T), and public debt and deficit could not be rejected. Specifically, PP test on public
debt indicates that it is non-stationary in the level, and I(0) in its first difference at the 5
percent level of significance. In addition, the PP and ADF 19 tests are pointing towards
stationarity when the test is carried out without a time trend. When we consider the series as
19 It is now well known in the econometrics literature that the Dickey Fuller type tests nay have serious
shortcomings in the presence of structural breaks in the data (see Perron 1989, 1990). Perron shows that Dickeyfuller
tests may fail to reject the unit root hypothesis if the series present a break-in-the-trend. Since the data used
in the above analysis spans the periods 1960-2002, structural breaks may not be ruled out. We, therefore,
supplement the ADF tests with the PP unit root tests.
-279-
1t
t

atio to GDP, our earlier results of non-stationarity are also confirmed indicating that all the
new series are non-stationary. Moreover, unit root tests on the budget deficit indicates that it
is non-stationary, i.e., integrated of order zero, I(1) whether in level or as ratio to GDP, then
according to Trehan and Walsh, this constitute a sufficient condition to conclude that fiscal
policy is unsustainable. That is, the government deficit will grow without bound, and the
actual deficit will not asymptotically converge to zero over time. The non-convergence to
zero of the government deficit means that the PVC or the transversality condition in (14) is
actually violated. Equivalently, Table 3 also tests for the existence of unit roots in government
expenditures (inclusive of debt service: Gt+ rtBt-1) and revenues series. It is also clear that the
two series contain a unit root, which means again that the transversality condition (14) will
not be satisfied reconfirming our earlier finding that fiscal policy in Lebanon is not
sustainable. Thus, we can safely conclude that based on our unit root tests, the conduct of
fiscal policy in Lebanon is unsustainable.
Table 3. Unit Roots Tests For Stationarity
G
G/
GDP
T
T/
GDP
Deficit
Deficit/
GDP
Debt
Debt/
GDP
Mackinnon’s
Critical
Values
5 % 1%
Constant and
Time Trend
PP (1) -0.82 -2.60 0.50 -2.22 -2.36 -2.29 0.33 -1.72 -3.53 -4.21
PP FD (1) -6.61** -5.39** -4.90** -6.25** -7.68** -6.34** -3.9* -4.88** -3.52 -4.19
Constant
PP (1) 0.96 -1.95 2.37 -2.13 -0.72 -2.07 3.15* -0.74 -2.93 -3.59
PP FD (1) -6.15** -5.47** -3.96** -6.26** -7.68** -6.38** -4.99** -2.94 -3.61
Constant and
Time Trend
ADF (1) -0.79 -2.85 0.38 -2.10 -2.05 -2.16 0.51 -1.71 -3.52 -4.22
ADF FD (1) -6.60** -4.64** -3.57* -4.73** -6.10** -5.07** -3.8* -3.55* -3.52 -4.20
Constant
ADF (1) 0.90 -2.09 1.94 -2.01 -0.50 -2.00 3.7** -1.08 -2.94 -3.61
ADF FD (1) -6.14** -4.71** -2.70 -4.71** -5.87** -5.08** -3.61** -2.93 -3.60
NOTES: 1- PP is the Phillips-Perron test, FD is the first difference, and ADF is the Augmented Dickey Fuller. 2-
The numbers in parenthesis are the proper lag lengths based on the Akaike Information Criterion (AIC).
3- A * indicates rejection of the null hypothesis of non-stationarity at the 5% level of significance, while **
indicates a stronger rejection at the 1% level. 4-When the series are taken as ratios to GDP the time trend
becomes insignificant. The time trend is statistically significant for the debt series where the t-stats. is 2.57, and
for both the G and T series the time trend is highly significant. For all series the constant is statistically
insignificant.
-280-

According to Hakio and Rush (1991), if government expenditures and revenues series
contain a unit root (i.e., are integrated of order 1), then one must search for a long-run
equilibrium relationship between them. We next use the Johansen (1991, 1995) efficient
maximum likelihood test to test for the existence of a long-run relationship between
government revenues and expenditures. If such relationship exists than one can conclude that
fiscal policy in Lebanon is sustainable. More specifically, consider a Vector autoregression
(VAR) of order z
X t A1
X t
1 .... A
z X t
z t
, (20)
where Xt is our y-vector of the non-stationary I(1) government revenues and spending series,
and t is a vector of innovations. We can rewrite the VAR as
z
z
X t X t
i
X
ti
t
i
1
1 ,
1
(21)
z
where, Ai
I i
i1
, and i A j
ji
1
.
Granger’s representation theorem asserts that if the coefficient matrix has reduced
rank r

do not seem to converge to a long-run equilibrium relationship. The factor behind this is the
servicing of a huge debt, which is rendering government expenditure exceed by far
government revenues. This result is also confirmed when using the series as ratios to GDP.
Tables 5 re-confirms the empirical results obtained above, indicating again no long-run
relationship between the series as ratios to GDP.
Table 5. Cointegration Tests: Government Revenues and Expenditures as Ratios to GDP
Hypothesis Critical Values
Null Alternative Trace Statistics (5%) (1%)
r=0 r 1 6.84 12.53 16.31
r 1 r 2 0.14 3.84 6.51
NOTES: 1-The Johansen Cointegration Likelihood Ratio Test is based on the trace of the stochastic matrix.
2-The test allows for no deterministic trend or constant in the data, normalized to government revenues. 3-r
represents the number of cointegrating vectors. Maximum lag 1 year in VAR.
4-A **and * indicate significance at the 1 and 5% level of significance respectively. 5-The asymptotic critical
values are from Osterwald-Lenum (1992).
5. The Sustainability of Foreign Debt in Lebanon
The traditional literature on fiscal sustainability has always distinguished between
domestic and foreign debt. Within this context foreign debt has always been viewed as a more
serious threat to an economy because it involves a transfer of wealth to foreign lenders, and
because debt service payments are limited by foreign exchange earnings. Domestic debt,
however, rests mainly on domestic borrowing and lending and may be financed sometime
through seigniorage revenues. These views, however, have proved to be misleading and the
recent financial and debt crisis in several emerging economies are pointing in the opposite
direction. Specifically, the hyperinflation in Latin America in the 1980s and 1990s, and in
Turkey in late 1990s showed that there is a limit to deficit financing through printing money.
It is also interesting to note that while many less developed countries chose to default on their
external debt like Brazil and Argentina, they continue to honor their domestic debt
obligations. In addition, the Mexican crisis of 1994 and subsequently the East Asian,
Argentinean, and Turkish crises have all demonstrated that with free capital mobility, the
stock of domestic debt could become closely integrated with external debt. Another
phenomenon which strengthens the linkages between fiscal policy and monetary and
exchange rate policies is currency substitution or dollarization, which has become popular in
many developing countries. These linkages make it impossible to examine fiscal policy
independently from other macroeconomic polices.
Over the past three decades Lebanon has always enjoyed a relatively low level of
external debt. Lebanon did not have any external debt prior to 1978, subsequently, when
-282-

Lebanon started accumulating external debt, it was kept within a narrow ceiling and did not
exceed the USD 1 billion level until 1995. However, since 1996 external debt started
increasing at an exponential rate reaching USD 15 billion in less than five years. The major
factor behind this steady increase in external debt in the last five years is the conversion of
major portions of domestic debt with relatively high servicing costs into external debt with
lower servicing costs on one hand, and financing the current account successive and recurrent
deficits since early 1990s. External debt in Lebanon has become recently an issue of great
concern that deserves special attention. In the next section, we take a closer look at the
accumulation of a sizeable external debt in Lebanon and attempt to identify whether this debt
has become recently unsustainable.
5.1 Theoretical Framework
The analysis of both the sustainability of public and external debts is structurally
identical. In fact, both frameworks are based on the study of government intertemporal budget
constraints. Specifically, consider the following process of external debt accumulation,
denoted by Dt
rDt
1
D t1 1 NX
t
, (22)
where NXt represent net exports and r is the nominal interest rate.
In the Actuarial Sustainability Approach, If g is the rate of growth of external debt Dt,
then equation (22) will have a stable forward solution, as long as g r . In other words, for
external debt to be sustainable in the long run, it should grow less rapidly than the interest
rate.
In practice, this condition could be insufficient when the interest rate exceeds the rate
of growth of the economy (n). If debt grows at a rate g such that n

ca /
The net effective sustainability condition imposes the stationarity of the ratio
t CAt
X t , where tNXt rDt
1
CA is the current account balance. Feve and Henin (1998)
show that stationarity of cat is an equivalent sustainability condition when 0

for those two variables, the conclusion was that the current account deficit is sustainable for
the period under consideration.
Leachman and Francis (2000), believe that traditional unit root tests are not sufficient
for the analysis of external debt sustainability, and should be paired with cointegration tests.
In fact, according to Feve and Henin (1998), for the external debt to be sustainable in the long
run, the ratio d tDt / Xt
should be stationary (i.e. effective sustainability condition), or else the
hypothesis of unsustainable debt should be accepted. However, for Leachman and Francis the
mentioned condition is not sufficient. In order to complete the analysis, the authors propose to
integrate the intertemporal dimension in the dynamic debt accumulation by testing the
existence of a cointegration relation between exports and debt.
The authors’ reasoning is in terms of the balance of payments represented by
X t M tF
ndDt
0
, (23)
where exports (X) minus imports (M) are equal to net exports NX;
t
flows and dD t , the amount lent to foreigners at time t (as a percentage of GDP).
At time 1
t , the accumulated debt t1
n
Ft is net foreign capital
D is equal to (1+r) dD t . Suppose that D grows
at an annual rate of ( D t1D t)
/ Dt
. As long as r

creating political stability, strong financial markets, stimulate investments and create an
expanded exports sector.
5.2 Econometric Analysis and Results
The data used in this section are from the International Monetary Fund’s International
Financial Statistics and Direction of Trade Statistics, the World Bank’s Global development
Finance, and the Central Bank of Lebanon. The sample used spans the period 1978-2002.
Before establishing non-stationary of the external variables, we start by exploring the
dynamics of exports, imports and external debt through the following plots.
Figure 7. Evolution of External Variables in Lebanon: 1978-2002 in Billion of USD
1.2
1.1
1.0
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
(a) Exports (b) Imports
0.3
60 65 70 75 80 85 90 95 00
0
-1
-2
-3
-4
-5
-6
-7
8
7
6
5
4
3
2
1
60 65 70 75 80 85 90 95 00
(c) Current Account (d) Exports and Imports
-8
60 65 70 75 80 85 90 95 00
8
7
6
5
4
3
2
1
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
-286-

16
14
12
10
8
6
4
2
(e) External Debt
0
60 65 70 75 80 85 90 95 00
Source: IMF’s Direction of Trade Statistics, and World Bank’s Global Development Finance
Figure 7 (a) and (b) indicate that Lebanese exports have never exceeded the USD 1
billion level, at a time when Lebanon is a heavy importer of goods and services. This has
translated into a huge gap between exports and imports. Subsequently, Lebanon has
experienced severe and recurrent current account deficits since the early 1980s (Figure 7 (c)).
On the other hand, exports, imports and the current account appear all to contain unit roots,
while external debt appears to be stationary prior to 1995, and non-stationary post 1995
(Figure 7 (e)). Before testing formally for the existence of unit roots in the three-variables of
interest, Table 6 reports the unit root test results for the ratios of external debt to exports, the
current account to exports, and external debt to GDP. The results show that the external debt
to export ratio is a non-stationary I(2) series. In addition, the PP and ADF unit root tests are
pointing to the non-stationarity of the ratio of the current account to exports, which is an I(1)
non-stationary series. Thus, according to Feve and Henin, the non-stationarity of this ratio
implies that external debt is not sustainable. In addition, both the ADF and PP unit root tests
are pointing to the non-stationarity of the external debt to GDP ratio which is an I(1) nonstationary
series. Thus, again and according to the effective sustainability approach, the nonstationarity
of this ratio also points to the unsustainability of external debt.
-287-

Table 6. Unit Roots Tests for Stationarity
EDT/X CA/X
EDT/
GDP
Mackinnon’s
Critical Values
5 % 1%
Constant and
Time Trend
PP (2) 2.11 -0.51 -0.63 -3.53 -4.21
PP FD (2) -2.42 -3.54* -8.64** -3.53 -4.22
Constant
PP (2) 4.3 -1.60 1.52 -2.93 -3.61
PP FD (2) -0.88 -3.32* -7.97** -2.94 -3.61
Constant and
Time Trend
ADF (1) 2.13 -0.40 0.66 -3.53 -4.22
ADF FD (1) 6.70 -3.57* -8.66** -3.53 -4.23
Constant
ADF (1) 2.43 -1.39 2.02 -2.94 -3.61
ADF FD (1) 2.70 -3.35* -8.04** -2.94 -3.62
NOTES: 1- PP is the Phillips-Perron test and FD is the first difference, and ADF
is Augmented Dickey Fuller. 2-The numbers in parenthesis are the proper lag lengths
based on the Akaike Information Criterion (AIC). 3- A * indicates rejection of the
null hypothesis of non-stationarity at the 5% level of significance, while ** indicates
a stronger rejection at the 1% level. 4-For all variables the time trend and the constant
are statistically insignificant.
Table 7 reports, the ADF and PP tests for exports, imports and external debt series. It
is clear that the exports series is a non-stationary I(1) series, while the imports and external
debt series are non-stationary I(2) series under both the PP and ADF tests. Following
Leachman and Francis (2000) we next look at a long-run relationship between imports and
exports.
-288-

Table 7. Unit Root Tests for Stationarity: 1978-2002
Mackinnon’s
Critical Values
X M EDT 5 % 1%
Constant and
Time Trend
PP (2) -3.50 -1.90 7.57 -3.61 -4.39
PP FD (2) -6.30** -2.43 1.70 -3.62 -4.41
Constant
PP (2) -2.24 -0.70 12.09 -2.99 -3.73
PP FD (2)
-6.16** -2.54 1.53 -2.99 -3.74
Constant and
Time Trend
ADF (1) -3.45 -2.18 4.57 -3.62 -4.41
ADF FD (1) -3.77** -2.41 2.72 -3.63 -4.44
Constant
ADF (1) -1.57 -0.70 12.09 -2.99 -3.74
ADF FD (1) -8.09** -2.54 4.29 -3.00 -3.76
NOTES: 1- PP is the Phillips-Perron test and FD is the first difference, and
ADF is Augmented Dickey Fuller. 2-The numbers in parenthesis are the proper
lag lengths based on the Akaike Information Criterion (AIC). 3- A * indicates
rejection of the null hypothesis of non-stationarity at the 5% level of significance,
while ** indicates a stronger rejection at the 1% level. 4-For all variables
the time trend and the constant are statistically insignificant. 5- X refers to exports,
M to imports and EDT to External Debt. 6-Both the external debt and
import series are non-stationary I(2) series under both the PP and ADF tests.
Table 8. Cointegration Tests: Exports and Imports
Hypothesis Critical Values
Null Alternative Trace Statistics (5%) (1%)
r=0 r 1 5.35 12.53 16.31
r 1 r 2 0.007 3.84 6.51
NOTES: 1-The Johansen Cointegration Likelihood Ratio Test is based on the trace of the stochastic matrix.
2-The test does not allow for a linear deterministic trend in the data, and no constant.
3-r represents the number of cointegrating vectors. Maximum lag 1 year in VAR.
4-A **and * indicate significance at the 1 and 5% level of significance respectively.
5-The asymptotic critical values are from Osterwald-Lenum (1992).
Tables 8 report the cointegration tests for exports and imports. It is clear that there is
no long run relationship between the two series, and as is clear from Figure 7 (d) the two
series are drifting two fart apart and are not bound by a long run relationship. Following
Leachman and Francis we can conclude that external debt in Lebanon is not sustainable.
Recurrent trade and current deficits means that Lebanon will have to generate foreign
currency from sources other than exports to cover the widening huge gap between exports and
imports. If such hard currency is not generated then the byproduct would be the accumulation
-289-

of a sizeable unsustainable external debt. Since the external debt series is stationary we will
not proceed with the second step of Francis and Leachman, which consists of testing for a
long-run relationship between exports and external debt.
Overall the empirical results of this section are all pointing to the non-sustainability of
external debt in Lebanon.
6. Conclusion and Policy Recommendations
This paper has closely evaluated the fiscal developments in Lebanon since the end of
the civil war in 1990. After highlighting the major monetary and fiscal developments, the
paper used debt ratio analysis, the PVC framework, and unit root and cointegration test to
study the issue of debt sustainability in Lebanon. The empirical section has shown that all
debt related ratios are on an exploding path, and do not seem to converge to a stable
equilibrium. The Lebanese debt to GDP ratio is among the highest in the Middle East Region,
and has been growing fast in the last five years. On a more rigorous level, the paper has tested
the transversality condition by studying the time series properties of the fiscal variables. Unit
root and cointegration tests on the budget components of the Lebanese government have
shown that the current Lebanese public debt is unsustainable. In addition, unit root and
cointegration tests on the components of the balance of payments have also shown that
external debt in Lebanon appears to be on an unsustainable path. The paper has also shown
that the optimal level of government spending as a percent of GDP is estimated at about 28.5
percent.
Due to the current political situation, it appears that the Lebanese government is not
able or unwilling to undertake the necessary fiscal adjustment measures to address the rapidly
deteriorating fiscal situation. The proceeds from the privatization of public enterprises have
not yet materialized, and the improvement in the primary balance did not result in a sustained
debt service and debt stock reduction or economic growth.
Faced with an extremely difficult and unsustainable fiscal situation, Lebanon was
provided through the Paris II conference a last resort before facing bankruptcy. The main
objective behind the Paris II meeting, held on the 23 rd of November 2002, was to draw
external support in the form of long-term/low interest foreign debt that is intended to
substitute the short-term/high cost domestic debt as well as to complement the government’s
effort of reducing total debt through public enterprise privatization coupled with an increase
in the revenue base and a reduction in public expenditures. In other words, the Lebanese
government was seeking to change the composition of its debt by reimbursing the high
-290-

interest existing public debt with foreign support in the amount USD 4.2 billion, contracted at
terms available to prime sovereign borrowers. The Paris II meeting was held in Paris, under
the auspices of the French government, with the participation of twenty-two major countries
and funds represented by Presidents, Prime ministers, ministers and other high ranked
officials.
The Lebanese banking sector resolved to contribute in the overall macroeconomic
adjustments performed by the government. Furthermore, banks will play a crucial role in
reflecting the proceeds of the government’s economic adjustment through lower rates on new
government Treasury bill issues. In November 2002, the scheme aiming to reduce interest
payments was put into action where commercial banks purchased two-year government
securities in an amount equal to 10 percent of their deposit base. Lower interest rates are
intended to stimulate private investment, which in turn will boost up the business cycle
resulting in a sustained income growth. In addition, and in the first part of 2002, commercial
banks have agreed to zero interest loan to the Lebanese government in the amount of USD 5
billion.
Unless timely used coupled with proceeds from privatization and an end to overspending
and government corruption, the proceeds of the Paris conference can cover at most
one year worth of debt service. After less than a year from Paris II, Lebanese government
officials started hoping for a Paris III Conference, at a time when none of the commitments to
Paris II appear to have been fulfilled. The expected fiscal crisis could degenerate into a
banking and currency crisis, since a major portion of the public debt is held by commercial
banks. Some academics even believe that with the accumulation of a sizeable public debt,
now standing at USD 33 billion, the government is now targeting the savings of the Lebanese
private sector, which are in the form of deposits at commercial banks, estimated at about USD
40 billion. The crisis situation could prove to be similar to that in Argentina where banks have
refrained from paying private savings deposits.
In order to avert an imminent fiscal and exchange rate crisis, the Lebanese government
will have to privatize in the next few months both the telecommunication and power sectors.
It should also put an end to corruption and restructure the public sector. However, whether the
government can timely deliver on its old promises in such a short period of time is highly
unlikely, and all fiscal and monetary indicators are pointing to an imminent fiscal and
exchange rate crisis.
-291-

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Dynamics and Control 17 (3), 423-41.
Wilcox D. (1989), “ The Sustainability of Government Deficits: Implications off The
Present-Value Borrowing Constraint,” Journal of Money, Credit, and Banking, 21(3), 291-
306.
-293-

Table A.1 Fiscal Developments 1960-2002
DATA APPENDIX
Year Government Government Primary Total
Revenues Expenditure Deficit/Surplus Deficit/Surplus
1960 0.100 0.077 0.023 0.023
1961 0.104 0.089 0.015 0.015
1962 0.118 0.136 -0.018 -0.018
1963 0.134 0.140 -0.006 -0.006
1964 0.144 0.154 -0.009 -0.009
1965 0.158 0.171 -0.013 -0.013
1966 0.165 0.173 -0.007 -0.007
1967 0.165 0.189 -0.023 -0.023
1968 0.180 0.190 -0.009 -0.009
1969 0.185 0.194 -0.009 -0.009
1970 0.204 0.212 -0.008 -0.008
1971 0.214 0.309 -0.096 -0.096
1972 0.240 0.357 -0.117 -0.117
1973 0.391 0.406 -0.015 -0.015
1974 0.552 0.530 0.023 0.023
1975 0.330 0.420 -0.090 -0.090
1976 0.052 0.219 -0.168 -0.168
1977 0.361 0.554 -0.192 -0.192
1978 0.467 0.752 -0.285 -0.371
1979 0.557 0.861 -0.305 -0.348
1980 0.686 1.061 -0.375 -0.452
1981 0.671 1.098 -0.427 -0.650
1982 0.706 1.939 -0.865 -1.233
1983 0.797 1.704 -0.560 -0.906
1984 0.279 1.505 -0.573 -1.226
1985 0.240 1.412 -0.254 -1.173
1986 0.070 0.394 -0.077 -0.324
1987 0.044 0.315 -0.034 -0.271
1988 0.059 0.520 -0.163 -0.461
1989 0.091 1.009 -0.278 -0.918
1990 0.150 0.943 -0.983 -0.793
1991 0.594 1.361 -1.006 -0.767
1992 0.619 1.207 -0.306 -0.588
1993 1.084 1.763 -0.221 -0.679
1994 1.361 3.160 -0.896 -1.799
1995 1.900 3.669 -0.594 -1.769
1996 2.277 4.655 -0.669 -2.378
1997 2.458 6.000 -1.330 -3.542
1998 2.950 6.009 -0.837 -3.060
1999 3.229 5.910 -0.277 -2.681
2000 3.150 7.252 -1.317 -4.101
2001 3.083 6.083 -0.139 -3.000
2002 3.878 6.590 0.354 -2.712
Notes: All values are in billion of USD converted at current exchange rate.
Source: 1960-1989: Central Bank of Lebanon, Yearly, Quarterly and Monthly Bulletin, Various Issues.
1990-2002: Ministry of Finance of Lebanon.
-294-

Table A.2 Debt and Debt Related Variables: 1978-2002
Year Domestic Debt External Debt Total Debt Debt Service
1978 0.450 0.790 1.240 0.032
1979 0.453 0.093 0.546 0.043
1980 0.800 0.236 1.036 0.077
1981 1.490 0.225 1.715 0.223
1982 3.683 0.273 3.955 0.475
1983 3.450 0.311 2.434 0.292
1984 3.532 0.340 3.121 0.375
1985 3.004 0.420 3.632 0.715
1986 0.940 0.450 1.244 0.272
1987 0.426 0.051 1.229 0.054
1988 0.984 0.525 0.853 0.151
1989 1.120 0.512 1.807 0.301
1990 1.888 0.544 2.432 0.190
1991 3.002 0.577 3.579 0.239
1992 2.758 0.248 3.006 0.282
1993 3.559 0.327 3.886 0.458
1994 5.676 0.772 6.447 0.903
1995 7.517 1.353 8.870 1.175
1996 11.101 1.907 13.008 1.709
1997 12.958 2.432 15.390 2.212
1998 14.381 4.166 18.547 2.223
1999 16.838 5.540 22.377 2.405
2000 18.017 6.948 24.965 2.784
2001 18.716 9.606 28.322 2.860
2002 16.784 13.940 30.724 3.066
Source: Central Bank of Lebanon, Yearly, Quarterly and Monthly Bulletin, Various Issues. Government of
Lebanon, Ministry of Finance of Lebanon. All Values are in Billions of USD converted at current exchange rate.
-295-

Table A.3 Macroeconomic Developments: 1960-2002
Year
Nominal GDP
(Billion of USD)
Inflation Rate
in (%)
Exchange Rate
LL/Per One USD
M2
(Million of USD)
1960 -- -- 3.15 --
1961 -- -- 3.02 --
1962 -- -- 3.06 --
1963 -- -- 3.08 --
1964 1.039 2 3.08 0.86
1965 1.148 3 3.07 1.05
1966 1.220 2.7 3.17 1.08
1967 1.220 3.7 3.13 1.07
1968 1.344 0.7 3.18 1.09
1969 1.405 4.6 3.25 1.14
1970 1.497 3.25 3.25 1.31
1971 1.709 1.60 3.16 1.67
1972 2.115 4.9 3.01 2.12
1973 2.830 6 2.51 3.08
1974 3.538 11.1 2.30 4.17
1975 3.086 9.9 2.43 4.39
1976 1.399 28.9 2.93 3.82
1977 2.733 19.3 3.00 4.79
1978 2.928 10.2 3.01 5.73
1979 3.423 23.8 3.26 6.71
1980 3.838 23.7 3.65 7.90
1981 3.540 20.2 4.63 8.74
1982 3.307 18.52 3.81 12.75
1983 3.024 6.88 5.49 11.24
1984 3.169 18.13 8.89 8.58
1985 3.278 69.13 18.10 6.58
1986 1.242 95.32 87.00 3.72
1987 1.628 487.13 455.00 3.23
1988 2.558 154.97 530.00 4.10
1989 2.673 72.2 505.00 4.88
1990 2.835 88.87 842.00 4.54
1991 4.455 50.12 879.00 6.26
1992 5.168 99.79 1838.00 6.41
1993 7.669 24.7 1711.00 9.16
1994 9.293 8.2 1647.00 11.93
1995 11.296 10.3 1596.00 14.34
1996 13.155 8.9 1552.00 18.63
1997 14.984 7.7 1527.00 22.64
1998 16.253 4.5 1508.00 26.62
1999 16.462 0.2 1507.50 29.73
2000 16.399 -0.4 1507.50 32.66
2001 16.399 -0.4 1507.50 35.10
2002 16.660 5 1507.50 40.2
Notes: All values are converted at current exchange rate.
Source: Exchange Rate and M2: International Monetary Fund, International Financial Statistics, Various Issues.
GDP and Inflation: 1964-1982: Central Bank of Lebanon, Yearly, Quarterly and Monthly Bulletins; 1982-1990:
International Monetary Fund, International Financial Statistics, Various Issues; 1990-2002: Ministry of Finance
of Lebanon.
-296-

Table A.4 External Debt and Related Ratios: 1978-2002
Year Total
Debt
External
Debt
Exports Imports Debt
Service
External
Debt/Total
Debt
Debt
Service/External
Debt
1978 1.24 0.79 -- -- 0.032 0.637097 0.020387
1979 0.546 0.093 -- -- 0.043 0.17033 0.007324
1980 1.036 0.236 -- -- 0.077 0.227799 0.017541
1981 1.715 0.225 0.814 3.70673 0.223 0.131195 0.029257
1982 3.955 0.273 0.71848 3.37727 0.475 0.069027 0.032788
1983 2.434 0.311 0.57182 3.59344 0.292 0.127773 0.03731
1984 3.121 0.34 0.43358 2.95013 0.375 0.108939 0.040852
1985 3.632 0.42 0.39984 2.06569 0.715 0.115639 0.082682
1986 1.244 0.45 0.43154 2.04624 0.272 0.361736 0.098392
1987 1.229 0.051 0.50045 1.82069 0.054 0.041497 0.002241
1988 0.853 0.525 0.63973 2.37099 0.151 0.615475 0.092937
1989 1.807 0.512 0.47583 2.24555 0.301 0.283343 0.085286
1990 2.432 0.544 0.45639 2.51529 0.19 0.223684 0.0425
1991 3.579 0.577 0.55261 3.75178 0.239 0.161218 0.038531
1992 3.006 0.248 0.58058 4.11959 0.282 0.082502 0.023265
1993 3.886 0.327 0.63661 4.587 0.458 0.084148 0.03854
1994 6.447 0.772 0.64007 5.53937 0.903 0.119746 0.10813
1995 8.87 1.353 0.71601 6.76899 1.175 0.152537 0.179231
1996 13.008 1.907 1.15338 7.55951 1.709 0.146602 0.250543
1997 15.39 2.432 0.71131 7.4565 2.212 0.158025 0.349551
1998 18.547 4.166 0.71584 7.0596 2.223 0.224619 0.499327
1999 22.377 5.54 0.67648 6.20574 2.405 0.247576 0.595419
2000 24.965 6.948 0.71424 6.22758 2.784 0.27831 0.774814
2001 28.322 9.606 0.9237 6.39442 2.86 0.339171 0.970029
2002 30.724 13.94 0.84055 6.39576 3.066 0.453717 1.391096
Notes: All values are in USD billion, converted at current exchange rates.
Source: Central Bank of Lebanon, and Ministry of Finance, International Monetary Fund’s
International Finance Statistics and Direction of Trade Statistics, and the World Bank’s
Global Development Finance.
-297-

Table A.5 External Debt and Related Ratios: 1978-2002
External External
Current
Year Debt/Exports Debt/GDP Current Account Account/Exports
1978 -- 0.269767 -0.02039 --
1979 -- 0.02717 -0.00732 --
1980 -- 0.061486 -2.91027 --
1981 0.276413 0.063559 -2.68805 -3.30227
1982 0.379969 0.08255 -3.05441 -4.25121
1983 0.543877 0.102855 -2.55386 -4.4662
1984 0.784169 0.107299 -1.7067 -3.9363
1985 1.05042 0.128131 -1.69738 -4.24515
1986 1.042777 0.362198 -1.41863 -3.28737
1987 0.101908 0.031326 -1.7335 -3.46388
1988 0.820659 0.205199 -1.86266 -2.91163
1989 1.076015 0.191526 -2.14419 -4.5062
1990 1.191963 0.191893 -3.24167 -7.10285
1991 1.044136 0.129516 -3.57754 -6.4739
1992 0.427159 0.047987 -3.97366 -6.84429
1993 0.513658 0.042638 -4.93784 -7.75646
1994 1.206118 0.083076 -6.16111 -9.62568
1995 1.889638 0.11978 -6.58536 -9.1973
1996 1.653401 0.144961 -6.99573 -6.06542
1997 3.419044 0.16231 -6.69331 -9.40984
1998 5.819736 0.256327 -6.02859 -8.4217
1999 8.189451 0.336539 -6.10876 -9.03021
2000 9.727823 0.423693 -6.24553 -8.74431
2001 10.39948 0.585779 -6.52524 -7.06424
2002 16.58438 0.836733 -1.3911 -1.65498
Notes: All values are in USD billion, converted at current exchange rates.
Source: Central Bank of Lebanon, and Ministry of Finance, International Monetary Fund’s International Finance
Statistics, and the World Bank’s Global Development Finance.
-298-

Table A.6 Treasury Bill Yearly Average Rates: 1978-2003 in (%)
Year Rate
2003 6.84
2002 10.58
2001 10.88
2000 10.88
1999 11.25
1998 12.31
1997 12.99
1996 14.64
1995 18.00
1994 14.54
1993 17.47
1992 21.12
1991 16.75
1990 18.00
1989 18.00
1988 18.00
1987 18.00
1986 17.83
1985 14.96
1984 12.96
1983 9.52
1982 14.04
1981 13.29
1980 8.85
1979 4.12
Source: Banque Du Liban
Notes: TBs monthly rates are available from the Author.
-299-

GEMF
Grupo de Estudos Monetários
e Financeiros
da Faculdade de Economia da
Universidade de Coimbra
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Consommation Publique et Croissance
en Egypte
Etude réalisée par :
João Sousa Andrade et Maria Adelaide Silva Duarte
Mars 2004
GEMF- Grupo de Estudos Monetários e Financeiros
Faculdade de Economia
Av. Dias da Silva, 165
3004-512 Coimbra- Portugal
Tel.: +351 239 790500; Fax: +351 239 790514; http://gemf.fe.uc.pt
-300-

Consommation Publique et Croissance en Egypte
João Sousa Andrade et Maria Adelaide Silva Duarte 1
Grupo de Estudos Monetários e Financeiros
Faculdade de Economia – Universidade de Coimbra
Résumé
L'objectif de ce papier est l'étude du niveau d'intervention du Gouvernement dans
l'économie égyptienne. Depuis longtemps, les économistes discutent du rôle de
l'Etat et de sa taille optimale. Nous présenterons tout d'abord une brève description
de l'évolution macro-économique de l'économie égyptienne pour comprendre
l'enjeu présent du rôle du Gouvernement dans la croissance. Nous présenterons
ensuite les sources de nos données statistiques et nous les analyserons du point de
vue de la stationnarité. La racine unitaire du niveau de consommation publique
nous a suggéré l'étude de la Loi de Wagner. Nous essayerons alors son étude par un
modèle du type ECM. La question de la détermination du niveau optimal de la
consommation publique sera étudiée en prenant en compte la règle de Barro et
l'hypothèse d'Armey. Nous conclurons à l'existence d'un phénomène d'inertie dans
le comportement de la consommation publique et à la difficulté d'accepter la
validité de la Loi de Wagner pour l'Egypte. Le niveau optimal d'intervention du
Gouvernement, obtenu avec la courbe d'Armey, nous indique qu'il existe en Egypte
un niveau effectif de consommation publique très inférieur à la situation idéale. Le
Gouvernement ne contribue pas à faire croître l'économie comme il pourrait
théoriquement le faire.
Classification JEL: E2, H5, N1 et O0.
Mots-Clés: Egypte, Consommation Publique, Croissance, Courbe d'Armey, Modèle de
Barro .
1 Nous voulons remercier nos collègues qui ont participé au projet FEM2-02-21-39 pour leurs critiques et
suggestions. Nous remercions particulièrement Claude Berthomieu, Sara Inacio-Reis et Valérie
Delagrange.
-301-

Introduction
L'objectif de ce papier est l'étude du niveau d'intervention du Gouvernement dans
l'économie égyptienne. Depuis longtemps les économistes discutent le rôle de
l'intervention et sa grandeur désirable 2 . Les travaux de Aschauer (1989), Aschauer
(1990), Munnell (1990), Munnell (1992) et Holtz (1988) ont créé un renouveau d'intérêt
sur la question des dépenses du Gouvernement. L'étude de Barro (1989), ainsi que
l'hypothèse d'Armey (1995) permettent l'obtention de valeurs effectives permettant de
répondre à la question du niveau optimal des dépenses publiques.
Nous allons présenter une brève description de l'évolution macro-économique de
l'économie égyptienne pour comprendre l'enjeu présent du rôle du Gouvernement dans la
croissance. On présentera ensuite les sources de nos données statistiques et on les
analysera du point de vue de la stationnarité. La période retenue sera de 1950 jusqu'à
2000. La racine unitaire du niveau de la consommation publique nous a suggéré l'étude
de la Loi de Wagner, première version, dans l'analyse économique de l'endogénéisation
du comportement des dépenses du Gouvernement. En prenant en compte que cette Loi, si
elle existe, correspond à un phénomène de longue période, on tentera de l'identifier à
l'aide d'un modèle du type ECM. La question de la détermination du niveau optimal de la
consommation publique sera essayée avec l'estimation d'une fonction de production et
l'estimation d'une parabole. Ces deux estimations, qui correspondent à la règle de Barro et
à l'hypothèse d'Armey, nous permettrons de conclure sur le niveau optimal de la
consommation publique en Egypte.
2 Voir à ce propos le résumé fait par Karras (1996) et aussi Berthomieu et Chaabane (2004).
-302-

Brève analyse de l'évolution macro-économique de
l'économie égyptienne
L'économie de l'Egypte a connu des déséquilibres macro-économiques importants
dans les années 80. Derrière ces déséquilibres se cachaient des déficits budgétaires
persistants 3 .
La transition de l'Egypte vers une économie de marché a commencé en 1991. Un
ensemble d'accords marquent ce début de transition : au mois de mars, la signature d'un
accord avec le F.M.I. ; en juillet, la réduction de 50% de la dette par le Club de Paris ; en
novembre, un emprunt d'ajustement structurel accordé par la Banque Mondiale ; et
finalement, en août 1992, un programme d'aide aux réformes sectorielles est signé avec le
Congrès des Etats-Unis (USAID) 4 .
Les réformes de 1991 ont éliminé l'existence de taux de change parallèles et les
limites maximales fixées pour les valeurs des taux d'intérêt. Elles ont aussi introduit la
pratique de ventes aux enchères des bons du Trésor. Cette mesure fut encadrée dans
l'exécution d'une politique monétaire restrictive 5 . La Livre fut ancrée au Dollar 6 . En
conséquence, les taux d'intérêt réels ont atteint des valeurs importantes et l'entrée des
capitaux a été considérable, permettant la stabilisation du taux de change pour un taux
d'inflation plus élevé que les taux de ses partenaires. Les dépenses budgétaires ont
souffert une forte réduction, surtout au niveau des dépenses d'investissements 7 . La
capitalisation boursière a aussi beaucoup augmenté (elle a doublé de 1996 à 1997). Les
conséquences sur la dollarisation de l'économie ont été importantes. Au début des années
90, elle représentait 50% des échanges et à la fin de la décennie seulement 20% 8 . Les
résultats des réformes ont été très importants au niveau de l'inflation, des comptes
3 Subramanian (1997a).
4 Voir BAfD/OCDE (2003) et USAID (1997).
5 Voir Sourial (2002) et Subramanian (1997b).
6 Pendant six ans sa valeur nominale ne changera pas.
7 Subramanian (1997b).
8 Subramanian (1997b).
-303-

extérieurs, de l'entrée des devises et du déficit budgétaire. Mais les résultats ont été
faibles au niveau de l'évolution de l'investissement 9 .
Les conséquences de la politique de stabilisation peuvent être comparées aux
résultats qu'ont aussi connus les économies de l'Espagne et du Portugal après leur
adhésion à la C.E.E. (en 1986) 10 . Nous reconnaissons aujourd'hui que les politiques
macro-économiques sont importantes pour la croissance 11 , mais nous savons aussi que les
politiques qui se fondent sur une revalorisation réelle du taux de change ont des effets de
stabilisation immédiats plus favorables que les politiques à dominance monétaire, mais
leurs coûts à moyen terme sont, au contraire, plus considérables 12 . Les mésalignements
du taux de change réel ont des effets négatifs sur la croissance à cause des faux signes sur
l'allocation des facteurs, des pertes de compétitivité internationale et de l'incertitude qui
en résulte sur les marchés financiers du fait des anticipations de dévaluation 13 .
Entre 1991 et 1998, le taux de change réel s'est valorisé de façon persistante. De
1991 à 1996, la croissance a atteint la valeur de 40 % ! La valorisation fut effective,
même si on la mesure par rapport à 1987, jusqu'aux dévaluations de 1987/88 14 .
L'évaluation des plans de stabilisation
Comme le signalent avec insistance Sahn (1994) et Stryker and Pandolfi (1997) à
propos des économies africaines et de l'Egypte, il ne suffit pas d'ouvrir l'économie sur
l'extérieur et développer des réformes conduisant à l'approfondissement du marché.
D'autres conditions doivent s'imposer comme l'application correcte et soutenable de ces
réformes, la création de marchés efficients, l'existence d'infrastructures adéquates, la
9
Subramanian (1997a).
10
Monjardini (1998) a appliqué le modèle d'Edwards (1989) à l'économie de l'Egypte pour tester
l'hypothèse de déséquilibre du taux de change et il conclut à l'inexistence de la surévaluation. L'incertitude
sur les entrées futures de divises résultant des politiques actuelles doit nous conduire à lire avec beaucoup
de prudence ces résultats.
11
Bassanini, Scarpetta and Hemmings (2001)
12
Voir le travail de Rebelo (1991).
13
Domaç and Shabsigh (1999).
14
Monjardini (1998).
-304-

présence formelle, ou informelle, de chaînes de circulation d'informations ; et finalement
l'investissement en capital humain doit permettre l'absorption des nouvelles technologies
et de profiter des opportunités créées par le développement. Ceci étant, on s'aperçoit du
rôle important de l'État dans le processus de croissance au-delà d'une présence plus
marquée par des considérations plus conjoncturelles, comme la création des conditions de
stabilité macro-économique ou l'existence d'un climat de paix et de sûreté.
La situation Actuelle
L'économie égyptienne connaît des taux d'inflation, depuis 1985,
systématiquement inférieurs à ceux des pays sous-développés. Au cours de la période
1985-94, son taux d'inflation a été presque le tiers de celui des autres pays (17,2 % contre
39,2 %). Pour les années plus récentes il fluctue entre 2,5-3 %, c'est-à-dire, presque à la
moitié du taux des pays sous-développés. Ce résultat de stabilisation macro-économique
coïncide avec un développement moins rapide de l'économie égyptienne. Par rapport aux
pays sous-développés, sa croissance moyenne depuis 1985 a été bien inférieure. Pour les
dernières années, elle continue à être inférieure, sauf en 1997 où les taux furent les
mêmes et en 1998 où le taux égyptien fut supérieur. En 2002, le taux de croissance est
égal à moins de la moitié du taux de l'ensemble des pays sous-développés (2 % contre
4,6 %) 15 .
Dans la deuxième moitié de 1997, trois chocs ont eu des effets négatifs
importants : la crise financière du sud-est asiatique, la réduction du prix du pétrole et le
terrorisme à Luqsor. La capitalisation boursière est remontée au début de 2000, pour
recommencer peu après sa tendance décroissante 16 . Il ne faut pas oublier, pour évaluer les
conséquences de l'attaque terroriste de Luqsor, que le tourisme constitue la principale
source des devises de cette économie. La croissance du PIB de 2001 à 2003 a été de
15 I.M.F. (2003).
16 Sourial (2002). De toute façon l'Egypte n'a pas connu le phénomène de surévaluation des prix des actions
par rapport au revenu que les autres marchés émergents on bien connu, I.M.F. (2003).
-305-

2,3 %, le pourcentage le plus bas depuis 1993 et le déficit budgétaire a en conséquence
augmenté 17 .
En face de ces difficultés croissantes, après janvier 2001, la Livre a connu une
série de dévaluations. De janvier 2001 à janvier 2002, la dévaluation totale par rapport au
dollar fut de 32 % 18 . Finalement en janvier 2003 19 l'Egypte a décidé d'adopter un régime
de totale flexibilité du taux de change 20 .
Le futur proche
La chute prévisible des recettes budgétaires futures est préoccupante. Du fait des
accords de libre échange les recettes des exportations vont fatalement se réduire 21 . Les
privatisations 22 ont fourni des recettes extraordinaires 23 , mais celles-ci une fois réalisées,
les profits des entreprises monopolistiques n'existent plus 24 . Les ressources naturelles
d'origine minière se réduisent avec le temps. Tous ces éléments combinés entraîneront
une réduction considérable des recettes de l'État 25 . Le problème n'est pas totalement
nouveau, les accords de 1991, 1993 et 1995 avec le FMI comportaient déjà une réduction
de recettes douanières, même si on comptait en 1996 sur l'introduction d'une taxe sur la
valeur ajoutée et sur la réforme de l'impôt sur les revenus 26 .
Comme facteur positif on doit prendre en compte la croissance prévisible des
exportations de gaz naturel.
17
BAfD/OCDE (2003).
18
BAfD/OCDE (2003).
19
Depuis janvier 2002 il n'existait un marché des changes.
20
Press Release, 03/12, de 20 janvier 2003, de Anne Krueger, F.M.I..
21
Ghesquiere (1998).
22
La Banque Mondiale a classifié en quatrième, en termes de succès, le processus de privatisations en
Egypte par rapport à toutes les processus mondiaux.
23
Center (2001).
24
Évidement, il ne faut pas oublier la présence des effets négatifs directs et indirects sur l'économie de la
production par l'État de certains biens, surtout des biens de capital. Voir à ce sujet les résultats de Schimitz
(1997).
25
Nashashibi (2002).
26 Handy and Bisat (1997).
-306-

Les valeurs cibles convenues avec le FMI, pour la croissance du PIB, de 1997 à
2002 de 6,9 % et de 7,7 % pour la période suivante jusqu'à 2017 27 , sont nettement
irréalistes. C'est seulement en 1997 que l'économie égyptienne a crû au taux de 6,2 %,
assez proche de la valeur cible. Et la croissance pour la première période ne fut que de
3,7 %, c'est à dire à peine proche de la moitié de la prévision.
L'Egypte est au deuxième rang de l'aide extérieure américaine et européenne,
mais le niveau de pauvreté continue d'être élevé. En 2000 on comptait 16,7 % la
population en dessous du seuil national de pauvreté. La Haute Egypte ne connaît pas de
croissance économique 28 depuis longtemps. Cette situation sociale peut être difficilement
résolue par le simple fonctionnement des mécanismes du marché.
Consommation publique et croissance en Egypte
Nous allons aborder maintenant la question de la disponibilité des données sur
l'économie égyptienne et le comportement des variables choisies pour notre étude macroéconomique.
Les sources des données statistiques
Pour l'Egypte, comme d'ailleurs pour beaucoup d'autres économies sousdéveloppées,
la disponibilité des données statistiques est très réduite. Les études
empiriques, fondamentales pour comprendre certaines spécificités de ces économies,
rencontrent par conséquent beaucoup d'obstacles.
27 Center (2001).
28 BAfD/OCDE (2003).
-307-

Obtenir pour l'Egypte des valeurs distinctes pour les dépenses budgétaires n'est
pas une tâche réalisable, même pour un nombre réduit d'années. Toutefois ce problème ne
peut pas être considéré comme très grave, surtout si on pense qu'il y a aussi de grosses
difficultés pour obtenir ce type de données pour les économies plus développées.
Pour représenter l'intervention du Gouvernement, on utilisera la consommation
publique. Dans les bases de donnés électroniques du F.M.I. nous trouvons des valeurs
pour la consommation publique depuis 1975. Dans les International Financial Statistics
(en version papier) nous pouvons récupérer seulement deux ans. Comme la nouvelle
version (6.1) des Penn World Tables fournit des données depuis 1950 sur la
consommation publique, nous avons retenu les données de cette source 29 . Les autres
variables retenues ici ont également été obtenues à partir de cette source. L'unité de
mesure des variables macro-économiques constitue ainsi l'unité de pouvoir d'achat
international calculé dans le projet des Penn World Tables.
Dans la Figure 1, nous avons représenté l'évolution du PIB réel et de la
Consommation Publique réelle et aussi du ratio de la deuxième sur la première variable,
G
, noté G_Y sur le graphique.
Y
29 Heston, Summers and Aten (2002).
-308-

104
102
100
98
96
94
92
90
88
86
25.0
22.5
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
7.5
PIBR et GR (logs)
1990=100
1950 1953 1956 1959 1962 1965 1968 1971 1974 1977 1980 1983 1986 1989 1992 1995 1998
I_GR
I_PIBR
Evolution de G_Y
1950 1953 1956 1959 1962 1965 1968 1971 1974 1977 1980 1983 1986 1989 1992 1995 1998
Figure 1 - Evolution du PIB, de G et G_Y
Il n'est pas difficile de percevoir que les valeurs de G
pour les années de 1975 et
Y
1976 sont loin d'être normales. Voyons les valeurs de cette variable pour la période 1974-
1979 dans le Tableau 1.
Tableau1 – Valeurs (%) de G_Y, 1974-79
G_Y
1974 17,67
1975 23,84
1976 22,52
1977 17,67
1978 18,40
1979 15,68
-309-

Les valeurs extraordinaires de G_Y furent le résultat de l'augmentation de la
consommation publique et de la chute du produit qui commence un an avant
l'augmentation de la consommation publique et immédiatement après la Guerre du
Kippour. Pour corriger ces valeurs anormales, on avait deux possibilités : a) corriger la
série de la consommation publique et du produit ou b) corriger seulement la série G_Y.
En considérant que nous perdons de l'information contenue dans la série quelle que soit la
"correction", nous préférons la deuxième hypothèse. Et à partir de la série "corrigée",
G_Y_c, nous avons aussi calculé une nouvelle série pour G, que nous désignerons, pour
simplifier, par G_c.
En supposant un processus AR(1) 30 pour G_Y et avec des variables muettes pour
1975, 1976, 1977 et 1978, nous avons corrigé cette série. Après la première estimation on
a fait la correction pour 1975 31 et on a répété la procédure pour 1976, 1977 et 1978. La
fin de cette procédure se justifie immédiatement après 1976. Les valeurs qui en résultent
sont données dans la Figure 2.
30 Avec constante.
31 On a retiré de la valeur originale de la série la valeur du coefficient de la variable muette pour 1975.
-310-

25.0
22.5
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
7.5
G_Y
G_Y_C
1950 1954 1958 1962 1966 1970 1974 1978 1982 1986 1990 1994 1998
Figure 2 – Valeurs de G_Y actuelles et corrigées (1950-2000)
Étude des caractéristiques de stationnarité de la consommation
publique et du produit
Nous avons étudié l'hypothèse de racine unitaire dans ces séries du PIB et de la
consommation publique. Les tests utilisés ont été les tests ADF 32 , KPSS 33 , le test de
Perron avec rupture temporelle 34 et le test de Cochrane 35 sur la persistance des chocs sur
les séries.
32
Dickey and Fuller (1979), Phillips (1987) et Phillips and Perron (1988).
33
Kwiatkowski, et al. (1992).
34
Perron (1989) et Perron (1997).
35
Cochrane (1988) et aussi Campbell and Mankiw (1987) .
-311-

Pour le test ADF nous avons suivi la méthodologie suggérée par Hamilton
(1994) 36 . Les retards, conduisant à éliminer l'auto-corrélation des erreurs de l'équation
ADF, ont été choisis par un test LM. Les retards ainsi obtenus furent aussi utilisés pour
le test KPSS. Pour le test de Cochrane, on a retenu 15 observations après le choc initial.
Les résultats sont présentés dans les Tableaux 2 et 3. On a respecté les conventions pour
les étoiles 37 .
"L" avant le nom d'une variable signifie que cette variable a été transformée en
logarithmes; "D" qu'elle est étudiée en premières différences; "_Y" après son nom
signifie ratio par rapport au PIB; "L" en colonne est utilisé pour lags; "D" donne
l'indication des variables déterministes qui sont ajoutées au test ADF ("C" et "T" pour
constante et tendance); " t " et " N ( 1) " sont les statistiques associées aux tests ADF ;
" " et " " sont les valeurs du test KPSS sans tendance et avec tendance; et finalement
" t 1 " est la valeur du test de Perron pour l’hypothèse nulle de racine unitaire.
Les résultats du test KPSS doivent être comparés avec ceux des tests ADF, une
fois que ce dernier a, comme hypothèse nulle, la stationnarité de la série. Étant donné que
les données de la Figure 1 nous montrent la possibilité de rupture temporelle dans les
séries, nous avons utilisé aussi le test de Perron pour savoir s’il y a la possibilité de
prendre les séries comme stationnaires autour d'une tendance avec rupture d'inclination.
En plus, nous avons calculé la valeur de « A(1) », du ratio de vraisemblance, proposé par
Cochrane pour avoir une idée de la persistance des chocs dans chaque série.
36 Voir le Chapitre 7.
37 C'est à dire, « *** », « ** » et « * » pour l'exclusion au niveau de 1 %, 5 % et 10 %, sauf pour le cas du
test KPSS où elles représentent l'ordre inverse.
-312-

Tableau2 – Tests de Racine Unitaire, 1950 – 2000
Var ADF KPSS Perron
L D t1 N( 1)
Break t1 L
G_Y 0 C -1,66 -4,87 1,24*** 1,06*** 1978 -4,83* 1
G_Y_c 0 C -1,46 -3,43 1,40*** 1,17*** 1979 -4,04 0
LG 0 C -1,99 -1,33 4,83*** 1,15*** 1978 -3,92 1
LG_c 0 C -2,10 -1,25 4,87*** 1,12*** 1980 -2,87 0
L_Y 1 T -3,31* -17,43* 2,61*** 0,30*** 1978 -3,79 1
DG_Y 0 - -6,38*** -44,95*** 0,27 0,04
DG_Y_c 0 T -7,82*** -55,91*** 0,47*** 0,05
DLG 0 C -6,38*** -45,42*** 0,45*** 0,06
DLG_c 0 T -6,70*** -48,41*** 0,51*** 0,07
DLY 0 C -5,31*** -36,60*** 0,19 0,06
Tableau3 – Tests de Racine Unitaire – Cochrane A(1), 1950-2000
G_Y G_Y_c LG LG_c L_Y DG_Y DG_Y_c DLG DLG_c DLY
1,3 1,6 1,6 1,6 1,0 0,4 0,4 0,3 0,3 0,4
Comme on peut le voir, nous ne pouvons pas rejeter l'hypothèse de racine unitaire
selon les tests ADF et KPSS pour les cinq premières variables. Mais pour la première
variable, le test de Perron nous donne une autre information : la possibilité de
stationnarité autour d'une tendance, au niveau de 10% de probabilité. Cependant la valeur
de A(1) nous indique qu'un choc unitaire dans cette variable donnera lieu, 15 ans après, à
une valeur de 1,3. En conséquence on va prendre ces premières variables comme ayant
une racine unitaire. Les autres variables peuvent être prises comme stationnaires selon les
tests ADF, de Cochrane et KPSS avec tendance. La dernière variable est stationnaire en
accord avec tous les tests faits ici. On peut aussi retenir l'idée qu'aucune des variables ne
présente la caractéristique de stationnarité autour d'une tendance.
Les résultats obtenus pour l'Egypte ne sont pas différents de ceux obtenus pour
d'autres économies 38 . La consommation publique et le niveau de cette consommation par
rapport au PIB présentent une racine unitaire. C'est-à-dire qu'un choc sur ces variables
38 Développées ou en développement.
-313-

produira des effets permanents sur elles-mêmes. Il est très intéressant de voir la non
flexibilité de la consommation publique dans l'économie égyptienne. Surtout si on tient
en compte du fait que, depuis déjà plus de 20 ans, il y a une collaboration étroite entre les
décideurs politiques égyptiens et le F.M.I.
La Loi de Wagner
La Loi de Wagner est le premier mécanisme d'endogénéisation des dépenses
publiques connu de l'analyse économique. Nous allons faire l'étude de sa présence dans
l'économie de l'Egypte.
Comme les variables concernées ont une racine unitaire, on doit commencer par
l'étude de co-intégration. Nous avons utilisé une version linéaire d'un modèle ECM qui
finalement est équivalente à une formulation non-linéaire 39 et une version vraiment nonlinéaire.
Les équations sont du type suivant :
t 0 1 t1 t1 k
Y
i ti h
Y
j tj i1 j1
Y Y X Y X
t 0 t1 t1 k
Y
i ti h
Y
j tj i1 j1
Y Y X Y X
Notre recherche économétrique nous a conduits à retenir un seul cas, où
Y=LGpc_c, la variable dépendante, est le logarithme de la consommation publique
corrigée par tête. Les résultats sont donnés dans le Tableau 4.
39 Voir Banerjee, et al. (1993).
-314-

Tableau 4 – Modèles ECM de LGpc_c, 1953-2000
Coefficients ECM linéaire ECM non-linéaire
(LGpc_c-LYpc)-1 -0,0126
(2,32)**
DLYpc-1 0,519 0,574
(2,15)** (2,36)**
DLYpc-2 -0,507 -0,441
(2,10)** (1,80)*
-0,058
(1,63)
0,780
(18,40)**
AR1 1,212
(0,27)
ARCH(1) 0,027
(0,87)
0,066 0,065
AR1 est la valeur du
du type LM. ARCH(1) ; c'est aussi la valeur du
2
(1) pour le test d'absence d'autocorrélation d'ordre un, test
2
(1) pour l'absence d'un processus
ARCH d'ordre un. En bas de ces deux valeurs, on a le niveau de significativité. La valeur
de est l'écart-type de l'erreur de l'estimation.
Ces résultats nous conduisent à accepter l'hypothèse d'exogeneité forte du produit
par rapport à la consommation publique 40 . En plus, la valeur nous indique qu'on ne
rencontre pas pour l'Egypte la confirmation de la Loi de Wagner.
Toutefois, une recherche plus exigeante en ce qui concerne les différentes
périodes vécues par l'Egypte, conduit à douter même d'une relation ECM comme celle du
Tableau 4. En procédant à l'estimation récursive des coefficients du premier modèle
linéaire nous arrivons aux résultats qui sont représentés dans la Figure 3. Les coefficients
ont été obtenus avec une fenêtre mobile de 30 observations. Nous pouvons voir une
certaine instabilité du coefficient du terme ECM et, surtout, la tendance croissante de sa
40 Le modèle du produit était toujours estimé avec le signe du coefficient du terme ECM (positif) incorrect.
-315-

valeur. Comme on peut le voir, le coefficient d'ECM s'annule (intervalle supérieur) pour
l'année 1991 41 .
Effectivement on peut douter de la robustesse d'une telle estimation, mais on ne
doit pas oublier que la relation obtenue rejette la présence de la Loi de Wagner. La
consommation publique retient d'une façon permanente tous les chocs qu'elle peut
supporter mais elle n'augmente pas d'une façon plus que proportionnelle à l'augmentation
du produit.
0.01
0.00
-0.01
-0.02
-0.03
-0.04
1.50
1.25
1.00
0.75
0.50
0.25
0.00
-0.25
0.2
-0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1.0
-1.2
-1.4
Recursive estimates of ECM{1}
Using a moving window of width 30
1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
Recursive estimates of DLYPC{1}
Using a moving window of width 30
1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
Recursive estimates of DLYPC{2}
Using a moving window of width 30
1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
Figure 3 - Valeurs des Coefficients et Intervalle de 90%
41 Première année du programme d'ajustement avec le F.M.I.
-316-

La recherche du niveau optimal des dépenses du
gouvernement
Nous souhaitons appliquer à l'économie égyptienne la règle de Barro 42 et
l'hypothèse d'Armey 43 . La première est dépendante de l'obtention d'une fonction de Cobb-
Douglas prenant en compte les dépenses du Gouvernement. La deuxième conduit à
l'obtention d'une courbe représentant la croissance de l'économie en fonction du niveau
d'intervention du Gouvernement 44 , ayant la forme d'une parabole (ajustement par une
fonction quadratique à dérivée seconde négative).
Le modèle de Barro est construit à partir d’une fonction du type Cobb-Douglas.
L'obtention d'une telle fonction de production exige la connaissance de la valeur du stock
de capital. Comme on ne dispose pas de cette valeur, nous l’avons calculée par
l'application de la méthode de l'inventaire permanent 45 .
Nous avons essayé plusieurs méthodes mais nous n'avons pas réussi à obtenir une
fonction de production de ce type. Nous n'avons jamais rejeté l'hypothèse nulle d'au
moins un des coefficients. Pour cette raison nous ne pouvons pas appliquer la règle de
Barro à l'Egypte.
Remarquons d'ailleurs que, dans une étude faite pour les économies du Golfe 46 ,
Aly and Strazicich (1999) n'ont pas pu rejeter, au niveau individuel, la nullité du
coefficient du facteur travail et, au niveau collective (pooling), la nullité du coefficient de
capital dans la fonction de production, au delà des certains valeurs négatives pour les
coefficients 47 . Avec ces résultats ils n'ont pas obtenu les conditions requises pour
déterminer le niveau optimal d'intervention du Gouvernement par l'application de la règle
de Barro.
42 Barro (1989).
43 Armey (1995).
44 Voir la présentation des méthodes faites par Ayadi (2002).
45 Dareshwar (1993). Le taux de dépréciation choisie fut de 3 %.
46 Bahrayn, Koweït, Oman, Arabie Saoudite et Les Émirats Arabes Unis, pour la période 1970-1992.
47 Cependant ils ont testé des restrictions concernant le coefficient des dépenses du gouvernement et en ont
retiré certaines conclusions, notamment sur la productivité positive des dites dépenses et sa valeur trop
élevée par rapport au produit (PIB). Évidement ces résultats sont non seulement trop fragiles à cause des
mauvaises estimations obtenues de même qu'ils ne respectent pas le modèle théorique de Barro.
-317-

En conséquence, nous nous sommes concentrés sur la détermination d'une courbe
d'Armey pour l'Egypte. Dans ce cadre, nous nous limiterons à estimer une relation du
type :
t 0 1 t 2 t
t t t
y g g
y y y
qui caractérise dans l'essentielle l’hypothèse d’Armey.
2
Dans le cas d'existence d'une relation de ce type, on aura un taux de croissance
gt
1
maximum pour .
y 2
t
2
Les résultats de nos estimations sont dans le Tableau 5. Au delà des conventions
habituelles, nous avons inclus deux critères d'information, le critère d'Akaike (AIC) et
celui de Schwarz (SCH). Nous avons aussi indiqué la valeur du niveau optimal de
consommation du Gouvernement qui résulte de nos estimations ( ).
Tableau 5 – Obtention du Niveau Optimal de (g/y) par une Courbe d’Armey
Variables Avec G_c Avec G
-0,189 -0,243 -0,168 -0,120 -0.113 -0,124
(1,72)* (2,32)** (1,76)* (1,88)* (1,85)* (2,39)**
0,034 0,044 0,031 0,022 0,022 0,023
(1,94)* (2,60)** (1,97)* (2,37)** (2,41)** (2,97)***
-0,0013 -0,0017 -0,0012 -0,0008 -0,00008 -0,0008
(1,95)* (2,66)** (1,93)** (2,49)** (2,62)** (3,05)***
d74 -0,122 -0,134
(3,58)*** (4,31)***
d76 0,085 0,095 0,082 0,135 0,144 0,128
(2,19)** (2,58)** (2,48)** (3,00)*** (3,32)*** (3,49)***
d77 0,102 0,085 0,082 0,082 0,073
(2,69)** (2,48)** (2,25)** (2,25)** (2,37)**
12,95 12,63 13,12 13,48 13,06 13,79
AR1 3,06 3,42 0,114 0,377 0,389 0,183
(0,08) (0,06) (0,73) (0,54) (0,53) (0,67)
ARCH(1) 0,728 1,123 0,126 0,039 0,123 0,422
(0,39) (0,29) (0,72) (0,84) (0,73) (0,52)
0,038 0,036 0,032 0,037 0,035 0,030
AIC -128 -133 -144 -131 -134 -150
SCH -120 -124 -133 -123 -124 -138
-318-

Les coefficients des trois premières colonnes du tableau 5 furent obtenus avec la
série de la consommation publique corrigée, tandis que dans les trois dernières nous
avons utilisé la série originale sans aucune correction. Le taux de croissance du produit
est celui du PIB par tête.
Les estimations que nous préférons sont la troisième et la sixième. Ce sont celles
qui ont les meilleurs valeurs de critères d'information, qui rejettent l'hypothèse d'auto-
corrélation et de processus ARCH et qui ont la valeur la plus bas pour . Et de ces deux
estimations, c'est la dernière qui donne encore les meilleurs résultats.
Tableau 6 – Valeurs Actuelles de g/y – Valeur Optimale = 13,79%
Période g/y Période g/y
1950-59 8,74 1960-69 12,80
1970-79 16,24 1980-89 15,64
1990-99 10,17 2000 9,47
Dans le Tableau 6, nous présentons les valeurs de la consommation publique en
Egypte par décennie. Comme on peut le constater, les valeurs effectives sont nettement
inférieures à la valeur optimale. Ces valeurs correspondent à 36 % et 46 % en plus de la
valeur moyenne de 1990-99 et 2000 respectivement.
Conclusion
L'Egypte, du fait de sa localisation géopolitique, bénéficie de fortes aides
extérieures, notamment des États-Unis et de l'Union Européenne. Son histoire ancienne
lui permet l'obtention de recettes du tourisme très importantes. Ses ressources naturelles
sont aussi importantes pour l'entrée de devises. L'Egypte est aussi une économie qui
bénéficie des programmes de stabilisation du F.M.I. depuis 1990.
-319-

Toutefois l'économie de l'Egypte ne croît pas à des taux souhaitables pour une
économie en développement comme la sienne. La pauvreté y est importante. Et les
prévisions pour un futur proche ne sont pas très favorables. L'émigration dans la région
n'est pas facile du fait des problèmes de sécurité dans la région. L'insertion dans les
échanges mondiaux et la fin d'un secteur productif publique contribuent aussi à créer des
problèmes budgétaires.
Dans ce travail, nous ne voulions pas préciser les mesures capables de résoudre
ces problèmes, mais seulement savoir s'il existe un niveau optimal pour la consommation
publique et si l’Egypte le dépasse ou au contraire si elle reste en dessous de ce niveau.
Car ce niveau, s'il existe et si le Gouvernement dépense à un niveau inférieur, ne
contribue pas à la croissance de l'économie. Et nous sommes convaincus que la situation
actuelle est celle d’un niveau trop réduit de consommation publique, l’Etat ne contribuant
pas ainsi positivement à la croissance de l’économie.
La consommation publique et le ratio de la consommation publique par rapport au
PIB sont des variables qui présentent une grande inertie. Les chocs relatifs à leurs valeurs
sont permanents. De ce point de vue, la situation en Egypte n'est pas beaucoup différente
de celle d'autres économies. Mais si un choc sur le niveau de consommation est
permanent, la Loi de Wagner ne se vérifie pas. Ce résultat veut dire que l'Egypte ne
souffre pas d'une pression à la croissance de la dépense publique à la différence de
beaucoup d'autres économies en développement.
L'estimation de la règle de Barro n'est pas possible car on n'arrive pas à obtenir
une fonction de production du type Cobb-Douglas. Par contre la courbe d'Armey nous
conduit à accepter un niveau optimal de l'ordre 13,8 % pour le coefficient consommation
publique / PIB. Cette valeur est bien supérieure à la valeur observée pour l'année 2000.
La valeur effective devrait être de moitié plus élevée que ce qu'elle a été. Convenons,
certes, que face aux problèmes budgétaires de l'Egypte, c'est une tâche difficile à
accomplir. Mais cette valeur signifie aussi que la politique du Gouvernement ne
contribue pas à faire croître plus vite l'économie égyptienne. Il reste encore en Egypte des
-320-

tâches significatives à accomplir par l’Etat pour la création du marché, ainsi que pour le
respect des règles de la liberté des échanges, l’application des règles du droit et
l’application effective des décisions de justice. L’intervention de l’Etat devrait être
orientée en vue de la création des conditions favorables au respect de la libre entreprise,
condition essentielle pour la réduction des coûts de transaction et la croissance de
l’économie. Parallèlement il faut distinguer ce qui est aide extérieure au développement
et aide alimentaire. Rigoureusement, la première devrait augmenter à mesure que la
deuxième deviendrait moins nécessaire, avec pour conséquence des investissements et le
développement d’une économie plus moderne, ainsi que des fonctionnaires plus aptes à
remplir leurs missions.
-321-

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-324-

GEMF
Grupo de Estudos Monetários
e Financeiros
da Faculdade de Economia da
Universidade de Coimbra
PROJET FEM21-39
Titre du Projet
Dépenses Publiques, Croissance et Soutenabilité
des Déficits et de la Dette Extérieure :
Etude du Rôle de l'Etat dans six Pays Méditerranéens Partenaires
de l'Union européenne (Egypte, Israël, Liban, Maroc, Tunisie, Turquie)
Fiscal Sustainability of Egypt’s
Public Finances
A Research Project by:
Carlos Fonseca MARINHEIRO
(marinheiro@fe.uc.pt; http://www4.fe.uc.pt/carlosm)
March 2004
GEMF- Grupo de Estudos Monetários e Financeiros
Faculdade de Economia
Av. Dias da Silva, 165
3004-512 Coimbra- Portugal
Tel.: +351 239 790500; Fax: +351 239 790514; http://gemf.fe.uc.pt
-325-

Fiscal Sustainability of Egypt’s
Public Finances
Carlos Fonseca Marinheiro *
marinheiro@fe.uc.pt
http://www4.fe.uc.pt/carlosm
GEMF
Faculty of Economics
University of Coimbra, Portugal
Enlarged Abstract
This paper aims at evaluating the sustainability of Egypt’s public finances. Egypt is in the process
of liberalising its economy, and signed in 1991 a stabilisation agreement with the IMF, which is
presented by the Fund as a successful case study. Before the signing of the agreement the budget
deficit was running above 15% of GDP, four years after the start of the consolidation process it
was drastically reduced to just 1.3% of GDP. However, the deficit started to increase again since
1999 and reached 6% of GDP in 2003. The process of fiscal adjustment relied mainly on the
control of the ratio of primary expenditure to GDP and in public investment cuts: capital
expenditure was reduced from 15.1% of GDP in 1991 to just 4% in the last three years to 2003.
With regard to the revenue side of the budget, there has been a clear decline in the amount of
total revenues as a percentage of GDP. Egypt relies also in some classes of revenues that are on a
declining trend such as oil revenues, import duties and Suez Canal revenues.
We tried to classify Egypt’s fiscal consolidation process under the two types proposed by Perotti
(1996). Type 1 adjustment processes are more persistent and achieve consolidation through
cutting social expenditure and the wage component of government consumption. Egypt’s fiscal
consolidation process lacks the reduction in public wages to be classified as a Type 1 adjustment.
Yet, part of the consolidation effort was obtained through cuts in other expenditure. Type 2
adjustment processes are less persistent and achieve consolidation mostly through labour-tax
increases and by investment cuts. Egypt has not increased labour tax revenues, but has very much
reduced capital expenditure. Hence, it appears that Egypt’s fiscal consolidation presents more
traces of a Type 2 adjustment, which raises some doubts about the persistence of this adjustment.
* Corresponce to: Carlos Fonseca Marinheiro; Faculdade de Economia; Universidade de Coimbra; Av. Dias da Silva,
165; P-3004-512 Coimbra, Portugal. Tel. +351 239 790557; Fax +351 239 790514. e-mail: marinheiro@fe.uc.pt.
The author is grateful to Mohammed Omran for making available his dataset.
-326-

Egypt’s external debt jumped from 20% in the early 1970s to more than 100% of GDP in the
1980s. During the 1990s, the amount of external debt was drastically reduced to a minimum of
20% of GDP in 2000. This decrease is explained both by the process of fiscal consolidation and
by a very important debt relief by western creditors. This debt relief during the period 1991-1996
amounted to USD 23.7 billion, that is more than half the external debt outstanding in 1989 (or
36% of Egypt’s GDP in 1996). Despite this improvement in the 1990s, since 2000 the trend of
reduction of external debt has been reversed: from 2000 to 2003, there was an increase of 13 p.p.
of GDP in the amount of external debt outstanding.
With regard to Egypt’s internal debt, it now largely surpasses the amount of external debt,
resulting since 2001 into a total debt to GDP ratio above 100%. This is a source of concern
because the rising debt implies ever-increasing interest payments, which pose an increased
pressure in the budget deficit that may result into a snowballing effect on the debt. Moreover, as
much of the external debt reduction in the 1990s was not due to Egypt’s own efforts but to a
substantial debt relief by foreign creditors, this increase in debt could be even more worrisome,
notwithstanding no immediate solvability risks are signalled.
As far as the formal sustainability analysis is concerned, we started with the study of the order of
integration of the budget variables. All of them were found to have a unit-root. Next, we applied
the accounting approach both in a year-by-year basis and in decade’s averages. We found that
Egypt’s fiscal policy was unsustainable in 1975, 1976, 1978, in the first half of the 1980s (1980-
1986), in 1991, and more recently in 2001 and 2003. When using decade’s averages we found an
unsustainable fiscal policy in the 1970s and in the 1980s. The 1990s marked a move into a
sustainable policy, due to the IMF stabilisation programme and the debt relief. The first four
years since 2000 taken as a whole appear to be sustainable, but there is a clear decrease in the
primary gap that signals a deterioration of the process of fiscal consolidation. These results
should however be read with extreme care because of a theoretical inconsistency regarding the
data set: we should be using the total debt ratio, but only external debt data is available.
Moreover, we made no adjustment in the external debt data to take into account the important
debt relief, further biasing the results in favour of sustainability. Furthermore, the use of this
approach to historical data is in our opinion of more limited scope than the actuarial approach.
When calculated on a year-by-year basis, this approach does not give much more information
about sustainability than the one we could get from observing the changes in total debt. If the
data set is consistent, we should conclude that fiscal policy is unsustainable whenever there is an
increase in the stock of public debt (as a percentage of GDP), and vice-versa. This is a result of
the ad-hoc definition of sustainability used in this approach, which is a non-increase in the debt to
GDP ratio.
Next, we applied the actuarial approach. This approach relies on the transversality condition
implied by the Present Value Budget Constraint (PVBC). If the PVBC holds, sustainability is
guaranteed and total government expenditure and total government revenue are co-integrated
with a co-integrating vector [1 -1] . For Egypt, co-integration is rejected for the period 1975-
2001. Even if we went against the result of the tests and retained the first vector of the system it
would be [1 -0.495]. Since there is no co-integration that regression is spurious and Egypt’s fiscal
policy is not even weakly sustainable in Quintos (1995)’s sense. Therefore, we may conclude that
Egypt’s fiscal policy has been unsustainable in the period 1975-2003.
-327-

We applied as well the two tests proposed by Trehan and Walsh (1988). The first test is a test for
the order of integration of the budget deficit. This is a relevant test when the interest rate is not
constant over time. Egypt’s budget deficit is not stationary, which is an indication of nonsustainability.
The second test is valid when the interest rate is constant, and tests for the presence
of co-integration between the debt and the primary deficit. When applied to Egyptian data it gave
a result in favour of sustainability. However, there is again the same theoretical inconsistency: we
should be using the total debt data and not only external debt data. Moreover, we have made no
adjustment for the important debt relief during the 1990s, which further biases the conclusions in
favour of co-integration. Therefore, the conclusion in favour of sustainability might be dismissed.
We made also tested also the sustainability of the external debt using both the actuarial and the
accounting approaches. We concluded that the external debt ratio presented a unit-root, that the
condition of effective sustainability and the condition of net effective sustainability were not
fulfilled, and that there was not co-integration between the exports ratio and the external debt,
indicating non-sustainability. The accounting approach results reinforced this conclusion.
Overall, we conclude for the non-sustainability of Egypt’s fiscal policy over the period 1975-
2003. There were noticeable improvements in the budget deficit figures during the 1990s, but the
deficit is again on an ascendant trend.
JEL classification: E62, H6, N15
Keywords: Fiscal sustainability; Egypt; Fiscal policy.
-328-

Table of contents
1 INTRODUCTION.......................................................................................................................6
2 EGYPT’S FISCAL DEVELOPMENTS ...................................................................................6
2.1 BACKGROUND INFORMATION............................................................................................6
2.2 THE IMF STABILISATION PROGRAMME OF 1991................................................................7
2.3 EGYPT’S PUBLIC DEBT.....................................................................................................11
2.4 INTERNATIONAL COMPARISON OF THE BUDGET STRUCTURE............................................14
2.5 OTHER ECONOMIC INDICATORS .......................................................................................15
3 THE CONCEPT OF SUSTAINABILITY ..............................................................................17
3.1 THE ACCOUNTING APPROACH..........................................................................................18
3.2 THE ACTUARIAL APPROACH ............................................................................................21
3.3 ISSUES RELATED TO THE DEFINITION OF THE VARIABLES.................................................24
4THE ANALYSIS OF THE SUSTAINABILITY OF EGYPT’S PUBLIC FINANCES......25
4.1 ORDER OF INTEGRATION OF THE VARIABLES ...................................................................25
4.2 THE ACCOUNTING APPROACH..........................................................................................27
4.3 THE ACTUARIAL APPROACH ............................................................................................29
5THE SUSTAINABILITY ANALYSIS OF EXTERNAL DEBT ..........................................33
5.1 THE ACTUARIAL APPROACH ............................................................................................33
5.2 ACCOUNTING APPROACH.................................................................................................34
6 CONCLUSIONS........................................................................................................................39
7 DATA APPENDIX....................................................................................................................42
LIST OF FIGURES .....................................................................................................................45
LIST OF TABLES .......................................................................................................................45
8 REFERENCES..........................................................................................................................46
-329-

1 Introduction
This paper analyses the sustainability of Egypt’s public finances. We start the analysis in chapter
two by outlining in some detail Egypt’s fiscal developments since the beginning of the 1990s.
More specifically, we analyse in detail the evolution of Egypt’s deficit and debt figures. A special
emphasis is given to the IMF stabilisation programme of 1991, and its subsequent process of
fiscal consolidation. An international comparison with the European Union member states on the
level and the structure of the deficit is also made.
Chapter 3 reviews the theoretical and empirical literature regarding fiscal sustainability analysis,
giving emphasis to the more important contributions. We discuss the definition of fiscal
sustainability, the accounting approach and the actuarial approach, which is directly based on the
Present Value Budget Constraint (PVBC) and in the transversality condition. We further mention
the problems related to the measurement of variables.
Chapter 4 is devoted to the empirical analysis of Egypt’s fiscal policy. We start by testing the
order of integration of the variables concerned. Then we proceed to the accounting approach.
Next, we apply the different sustainability tests based on the PVBC. More specifically, we test
for co-integration test between expenditures and revenues and apply the the two tests proposed by
Trehan and Walsh (1988), including the test for co-integration between the debt and the primary
deficit. Chapter 5 is devoted to the analysis of the sustainability of the external debt. It follows a
similar structure to that of chapter 4.
Chapter 6 concludes and chapter 7 includes a data appendix, which describes the data set used
and the several difficulties we faced to obtain a reliable dataset.
2 Egypt’s fiscal developments
Before we address the main issue of the assessment of the sustainability of Egypt’s fiscal policy,
we will give some general information regarding Egypt’s recent history and the Egyptian
economy, with a focus on fiscal developments. †
2.1 Background information
In 1952 an army coup brought an end to monarchy in Egypt. Under President Gamal Abdel
Nasser (leader from 1954-70), radical nationalist policies were introduced. His successor, Anwar
Sadat, president from 1970 to 1981, shifted Egypt’s political stance towards the West and its
economic policies became more liberal. The signing in 1978 of a peace treaty with Israel led to
† Further information on the Egyptian economy and politics can be found in The Economist (1999).
-330-

Egypt’s isolation within the Arab world, which has only ended under the current president, Hosni
Mubarak, who has also supervised a gradual acceleration of economic reform.
According to the World Bank, during the past three decades, Egypt has considerably improved
the well-being of its people. In terms of social indicators, the education and health service
provision for its population has dramatically improved. Between the early 1970s and 2001, life
expectancy increased from 53 to 67.1 years, and the number of children dying before one
declined from 110 to 35 (per 1,000 live births). In 2002, Egypt counted 66 millions of
inhabitants, with a gross national income (GNI) of 1470 USD per capita. The level of income per
capita is above that of lower-middle-income countries ($ 1390), but below that of Middle East
and North Africa countries ($ 2070). With 17% of population below the national poverty line,
poverty reduction remains Egypt’s most compelling challenge.
Despite the movement to a reduction of the importance of the State on the economy, the
government still employs nowadays 1/3 of the 22 million working force. Another 1/3 of the
labour force remains in agriculture. Egypt is as well very much dependent on three sources of
foreign reserves: tourism, transmittances from Egyptians working abroad, and Suez Canal dues.
Another, less important source of external revenues is oil exports. However, these are not as large
nowadays as they were in 1970s/80s. The collapse of the oil prices in the late 1980s, along with
the state protectionism, lead to important government budget imbalances in the late 1980s and in
the early 1990s. Figure 2-1 graphs the evolution of Egypt’s overall government budget balance
and its primary balance over the period 1974-2003. However, it is not easy to get a reliable
picture of Egypt’s government finances. We should mention that we have faced several
difficulties in assessing reliable data on public finances for the Egyptian economy, as
documented in the data Appendix. The international databases of both the IMF and the World
Bank are very incomplete and contain some unreliable data, especially for the government budget
deficit. Both such databases contain no information regarding internal debt. Hence, we had to
complement such information with national sources, which are available only from mid 1990s
onwards.
2.2 The IMF stabilisation programme of 1991
After a failed first attempt in the mid-1980s, in 1991, Egypt went through an IMF stabilisation
programme, which has been presented by the IMF as an example of a successful macroeconomic
programme, making Egypt the IMF’s model pupil. ‡ Before the start of the programme, inflation
was running above 20%, the budget deficit was above 15% of GDP, the real exchange rate
depreciated by almost 30% between 1986/87 and 1990/91. § Furthermore, the external debt
amounted to more than 100% of GDP, and Egypt was not being able to maintain the external debt
service, which consumed almost half the amount of foreign currency it received. Four years after
the stabilisation programme the deficit was drastically reduced to 1.3% of GDP, with the bulk of
the adjustment made during the first year. However, the budget balance started to deteriorate
again in 1998/1999: after reaching a minimum of 0.9% of GDP in 1996/97, the deficit reached
‡ Just see Subramanian (1997).
§ Since mid 1980’s, Egypt’s fiscal year ends in June. We will take the information on the year t/t+1, as regarding the
year t+1. For example, a deficit of 6.3% in the period 2002/2003 will be recorded by us as a deficit in 2003 of 6.3%.
-331-

6.3% in 2002/2003. ** Part of this deterioration in the deficit may be the result of a slowdown in
growth, and from an increase in the interest rate, but there could be as well more structural factors
involved. Inflation was also reduced, and exchange rate controls abolished. Egypt has also
benefited from substantial external debt forgiveness in this period (see below).
As shown in Figure 2-1, the period immediately after the start of the IMF stabilisation marks a
break with the past of fiscal profligacy. This period initiated in 1991, is characterized by very low
levels of public deficit. The deficit reaches a minimum of 0.9% of GDP in 1997, and is
systematically below 5% until 2001. Another dramatic improvement is registered in the primary
balance: the primary deficit of 11% of GDP in 1991 is transformed into a succession of primary
surpluses in the years that follow the start of the stabilisation programme (with a maximum
surplus of 7.5% of GDP being achieved in 1994).
Figure 2-1- Evolution of Egypt’s Budget Balance
%GDP
10
5
0
-5
-10
-15
-20
-25
-30
Budget balance
Primary balance
1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002
Sources: see data appendix for details.
Figure 2-2 goes a step further in the analysis of the evolution of the Egypt’s budget sector,
graphing the evolution of government total expenditures, government revenues, and interest
payments (already included in total expenditures) as ratios to GDP. It can be seen that the
reduction in the deficit registered since 1991, was the result of the decrease in the ratio of total
expenditure to GDP. Government revenues have decreased along this period giving no
contribution to the improvement in the deficit figures.
** The deficit figure does not take into account the Social Security funds. If taking it into account and the national
investment bank the deficit figure would be 2.5%. Reflecting the social security surplus, this is due to the low level
of social protection and to a young population.
-332-

Figure 2-2- Evolution of Egypt’s Budget Variables (% of GDP)
%
50
40
30
20
10
0
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
Expenditures Revenues Interest p.
Next Figure 2-3, makes an explicit analysis of the contribution of each variable to the evolution
of the budget balance. There the contributions of revenues, primary expenditure, and interest
payments sum to the change in the budget balance (as a percentage of GDP) that occurred in that
given year. Hence a positive values gives a positive contribution to the improvement in the
budget balance (reduction in the deficit), and vice-versa.
Figure 2-3- Contribution to the improvement in the budget balance
% GDP
Revenues
Interest
Primary expend.
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
As we already knew, the bulk of the adjustment in the Egypt’s budget balance was made in the
first year of implementation of the stabilisation programme. In 1992 there is an large
improvement in the budget balance of 12 p.p. of GDP, which is mainly due to a decrease in
expenditure of -8.7 p.p. GDP. According to Subramanian (1997), that large decrease in primary
expenditure is due in 64% to a reduction in investment, which was a one-off measure. Further
-333-
15
10
5
0
-5
-10

eductions in primary expenditure have contributed to a reduction of the deficit in 1993, 1994,
1995, and 1997. However, since 1999 expenditure has contributed negatively to fiscal
consolidation (except in 2002).
Except for the years of 1991, 1997 and 1998, the interest payments have contributed to an
increase in the overall budget deficit. That negative contribution is particularly important in 2003,
due to an increase in the interest rate. The revenues have also systematically contributed to
against fiscal consolidation. There has been a systematic decrease in the revenues to GDP ratio.
This detailed analysis is important because Perotti (1996) shows that for OECD countries, the
composition of the adjustment process is determinant in its success. The author found that there
are two types of fiscal adjustments. The first type attains deficit reduction by cutting social
expenditure and the wage component of government consumption. The second type of
adjustment relies on labour-tax increases and in investment cuts. The author concluded that while
the former type leads to a more persistent adjustment, the latter type (based in investment cuts
and tax increases) is found not to last.
In order to assess whether the process of Egypt’s fiscal consolidation can be classified as a Type
1 or Type 2 adjustment process, under Perotti (1996)’s typology, the next two figures (Figure 2-4
and Figure 2-5) show the evolution over the last 13 years of selected government expenditure and
government revenue variables (in percentage of GDP).
Figure 2-4- Evolution of selected expenditure variables (% GDP)
% GDP
50%
45%
40%
35%
30%
25%
20%
15%
10%
5%
0%
Wages Capital Expenditure
Defence Interest on internal debt
Interest on external debt Other
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
As mentioned before, the fiscal consolidation was obtained through a reduction the total amount
of the expenditure to GDP ratio. As shown in Figure 2-4, this decrease is mainly due to a
persistent decrease in capital expenditure from 15.1% of GDP in 1991 to just 4% in the last three
years. Another more modest decrease of 1.4 p.p. of GDP was attained on defence (which has
decreased from 4% to 2.6%. Expenditure on public wages was not cut, it even increased from
6.8% in 1991 to 7.7% in 2003. With regard to interest payments, there is a decrease of 2 p.p. of
-334-

GDP of interest on external debt (due in part to debt relief), and an increase of 1.8 p.p. in the
amount of interest on internal debt.
Figure 2-5- Evolution of selected revenue variables (% GDP)
% GDP
35%
30%
25%
20%
15%
10%
5%
0%
Income tax Tax Goods and Services
Tax International Trade Suez canal
CBE Other rev
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
From the revenue side, the only the ratio of the tax revenue in goods and services to GDP has
increased during period under analysis, by 3 p.p. of GDP (from 3.2% to 6.3%). All other items
have decreased, including Central Bank of Egypt and Suez Canal revenue.
Summing up, it is not easy to classify the Egypt fiscal consolidation process under Perotti’s
framework. This consolidation lacks the reduction in public wages to be classified as a Type 1
adjustment (more persistent). Yet, part of the consolidation effort was obtained through cuts in
other expenditure. A Type 2 adjustment process relies on labour-tax increases and in investment
cuts. Egypt has not increased labour tax revenues, but has very much reduced capital expenditure.
Hence, it appears that Egypt’s fiscal consolidation presents more traces of a Type 2 adjustment,
which raises some doubts on the persistence of this adjustment.
2.3 Egypt’s public debt
The evolution of Egypt’s public debt can be seen in Figure 2-6. The figure covers the period
running from 1970 until 2003. However, we were unable to assess data on domestic debt before
1991. Hence, the longest time series going back to the 1970s regards only the external debt. From
the figure, we can see that starting from a level of external debt to GDP around 20% in the early
1970s, Egypt’s external debt jumped to more than 80% of GDP in the second part of the decade.
The following decade, the 1980s, were characterized by a large amount of external debt,
surpassing 100% of GDP. In the 1990s, the amount of external debt decreased considerably to a
minimum of 29% of GDP in 2000. This decrease is explained by both the process of fiscal
consolidation under the IMF stabilisation programme and by the very significant debt forgiveness
by western creditors.
-335-

Egypt has benefited from Paris Club and Gulf war related debt forgiveness and reduction.
According to Omran (2002), the total debt relief between the beginning of the stabilisation
programme and 1996 amounted to:
i) USD 6.7 billion in the write-off of long-term debt to the United States;
ii) USD 7 billion in the write-off of long-term debt to the Gulf States;
iii) 50 per cent write-off of Egypt’s commercial debt to the Paris Club †† as follows:
USD 3 billion in 1991, representing the first phase at 15 per cent;
USD 3 billion in 1993, representing the second phase at 15 per cent;
USD 4 billion in 1996, representing the final 20 per cent phase.
Therefore, the total amount of debt relief (at current prices) summed up to USD 23.7 billion, that
is more than half (51.9%) the outstanding external debt in 1989 (or 36% of GDP of 1996). Hence,
taking as departing point the year of 1989, and holding everything else constant, just by the result
of debt forgiveness, Egypt’s external debt should have been reduced to USD 22 billion (to 32%
of GDP). However, in fact the external debt reduction between 1989 and 1996 was just USD 14.3
billion (to 46% of GDP), which is a smaller decrease than the amount of debt that has been
forgiven during that period.
In the more recent period, from 2001 to 2003 there is an inversion in the trend of reduction of
external debt: from 2000 to 2003, the amount of external debt increased by 13 p.p. of GDP (from
20% to 42%).
With regard to internal debt, we just have data starting in 1991. In that year, it amounted to 82%
of GDP, and then it decreased to a minimum of 56% of GDP in 1997. However, since 1998 the
trend of internal debt reduction has been reverted to a rising trend. In 2003, the amount of internal
debt amounted to 71% of GDP.
†† The Paris Club is constituted by 19 permanent members, which are governments with large claims on various
other governments throughout the world (the claims may be held directly by the government or through its
appropriate institutions). They have constantly applied the terms defined in the Paris Club Agreed Minutes on their
claims in the past (this means principally having cancelled claims for countries benefiting from debt reduction and
restructured claims over periods of comparable maturity) and have settled any bilateral disputes or arrears with Paris
Club countries, if any. The following countries are permanent Paris Club members: Austria, Australia, Belgium,
Canada, Denmark, Finland, France, Germany, Ireland, Italy, Japan, Netherlands, Norway, Russian Federation, Spain,
Sweden, Switzerland, The United Kingdom, and The United States of America. Other official creditors can also
participate in rescheduling sessions, subject to the agreement of permanent members and of the debtor country. The
following countries have participated as creditors in some Paris Club agreements: Abu Dhabi, South Africa,
Argentina, Brazil, Korea, Israel, Kuwait, Mexico, Morocco, New Zealand, Portugal, Trinidad and Tobago, and
Turkey. Further information about the activities of the Paris Club can be found at http://www.clubdeparis.org.
-336-

Figure 2-6- Evolution of Egypt’s Public Debt
%GDP
140
120
100
80
60
40
20
0
External
Internal
1970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003
Figure 2-7 presents a more detailed evolution of the stock of public debt since 1988. As can be
seen in the figure, the stock of total public debt of Egypt is very high, surpassing 100% of GDP
every year, except for the period 1997-2001. With regard to its evolution over time, after a
decline in the 1990s, the trend was reverted in the beginning of the new century, leading to a total
debt stock of 104% of GDP in 2003. As we mentioned before, this increase in borrowing is the
result of an increase in both external and internal debt. ‡‡
This increase in debt is a source of concern, since it implies increasing interest payments,
resulting in a growing pressure on the expenditure side of the budget, which could lead to
snowballing effect on debt in a few years time. This increase is even more worrying some
because a substantial part of the decrease observed in the amount of external debt in the 1990’s
was due not to Egypt’s efforts, but to debt very substantial forgiveness by foreign creditors, and
that relief is not expected to continue to happen in the near future. Still, there are no major risks
of insolvency since in 2001 the external debt service amounted to 9% of exports, and only 12%
of the external debt is of a short-term nature.
‡‡
As part of the internal debt is the possession of public sector banks, its real burden for the consolidated budget
sector is
-337-

Figure 2-7- Evolution of Egypt’s Public Debt 1988-2003
%GDP
175
150
125
100
75
50
25
0
1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002
External Internal
2.4 International comparison of the budget structure
In this section, we make a comparison of the level and structure of Egypt’s government revenues
and expenditures with that of the EU-15 member countries. Before we start it is necessary to
explain that starting in 1998/99 the Egypt’s Ministry of Finance produced budgetary data in three
disaggregated fashions. The first, includes the Budget Sector, which refers to the Central and
Local governments, and the Public Services Authorities. The second, adds the National
Investment Bank (NIB) operations to the Budget Sector. Finally, the third definition (referred to
as the Total Government Sector) adds the Social Insurance Fund (SIF) operation to the Budget
Sector and NIB. It is noteworthy that the figures in the second and third definitions exclude all
intra-financial operations between the Budget Sector, NIB, and SIF. However, as this data only
starts in 1999, in the rest of the paper we have used just the data on the budget sector.
Starting with a comparison of the expenditure side of the budget, Figure 2-8 shows that the
weight of public expenditures on GDP in Egypt is substantially less important than its equivalent
in Europe. Even when the comparison is made, as it should, with the third more enlarged
definition, the difference is above 15 p.p. of GDP. This is not a full surprise, given the different
development stages of both areas. The differences are mainly due to a lower level of social
protection in Egypt, as reflected in expenditure on social transfers and collective consumption.
Besides the relative amount of expenditures, there are also differences in its structure. Namely,
Egypt invests relatively more than the developed EU, pays relatively more interest on public
debt, and does not spend much on social transfers.
-338-

Figure 2-8- International comparison of government expenditures in 2002
% GDP
50%
40%
30%
20%
10%
0%
Sources: own calculations.
EU15 Egypt- Budget
sector
Egypt- Budg, NIB,
GASC, SIF
Capital
expenditure
Other current
expenditure
Interest payments
Social transfers
Colective
consumption
From the revenue side, the differences are also remarkable. The Egyptian government captures a
much smaller part of domestic GDP than the EU-15 countries. With regard to the composition of
the revenues, the main differences are the smaller importance of social contributions on the Egypt
budget, a higher expression of taxes on imports, and a higher reliance on other current revenues.
In the latter class, we can find the revenues from the Suez Canal authority, oil revenues, the
Central Bank of Egypt and profits from other public corporations.
Figure 2-9- International comparison of government revenues in 2002
% GDP
50%
40%
30%
20%
10%
0%
EU15 Egypt- Budget
sector
Egypt- Budg, NIB,
GASC, SIF
Capital
revenues
Other current
revenues
Grants
Social
contributions
Indirect taxes
Direct taxes
2.5 Other economic indicators
This point briefly mentions other economic indicators. As Figure 2-10 reveals, after a long period
of high inflation, inflation was put on a declining trend during the second part of the 1990s. this
good result is also credited to the stabilisation programme of the start of the decade. However,
inflation is rising again since 2000. In 2003 inflation reached 3.2%, and is expected to further
increase to 4.2% in 2004, according to the IMF estimates. The CBE is moving into a regime of
-339-

inflation targeting and into formal independence from government in order to control inflationin a
more effective way..
The 1990s were characterized by an acceleration in the growth of GDP, but this result has been
reverted since 2002. Growth is in a declining trend since the year 2000, which has partially
contributed to the deterioration in the deficit.
Figure 2-10- Evolution of Egypt’s Inflation and GDP Growth (1971-2004)
%
25
20
15
10
5
0
1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003
Inflation GDP growth
Since 29 th of January 2003, Egypt’s started floating the Egyptian pound. From that date until
November the pound depreciated by 16%, on top of previous devaluations: from 2000 to 2002
the accumulated loss of (nominal) value of the Egyptian pound amounted to 20% (see Figure
2-11). This has a positive impact on exports, but is partially to blame for the rise in inflation. The
index of dollarisation of the deposits (not shown) can be interpreted as an index of people’s
confidence on local currency. It increased in 2003 to 31% from 19% in 1999.
The commercial balance continues to be negative, but shows positive signs of improvement. Due
to the above-mentioned inflows of foreign exchange (tourism, Suez canal dues, remittances) the
balance of payments is substantially less negative than the trade balance. The total amount of
foreign reserves, measured in dollars or in the number of months of imports (represented in the
line) show an outstanding increase in the period immediately after the stabilisation programme.
However, there is a deterioration in the more recent period. §§
§§
The improvement in the reserves measured by the number of months of imports is due to the decrease of imports
resulting from the pound loss of value.
-340-
25
20
15
10
5
0
%

Figure 2-11- Egypt’s other economic indicators
%GDP
bl USD (area)
10
5
0
-5
-10
-15
-20
-25
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
7.5
5.0
2.5
0.0
Bal. of payments
Current account
External balance
Trade balance
1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001
Reserves
1970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000
Source: IMF, IFS
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
7.5
5.0
2.5
0.0
Months of imports (line)
Exchange r ate
1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002
Discount rate
Deposit rate (3M
Lending rate
Interest rates
1970 1973 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000
3 The concept of sustainability
The sustainability of public finances is a central issue in recent economic policy debate. The
economic intuition indicates that a sustainable policy must ultimately avoid government
bankruptcy. However, as Balassone and Franco (2000) rightly put it, despite such a clear
economic intuition there are serious difficulties in both the analytical and operational definition
of sustainability. There is no consensus in the economic theory regarding the conditions for
sustainability. Another difficulty of the sustainability analysis is that it is based on a partial
equilibrium framework, which disregards the interactions between the budget and the economy.
In the practical application there are additional difficulties regarding the statistical definitions of
the variables to be used in the assessment of sustainability, namely the use of gross or net debt
and the definition of the deficit.
In the literature, we can find two groups of sustainability studies: a) those that assess whether
past policies have been sustainable; and b) those that assess the sustainability of future budget
balances. In this study we will focus on the first class of studies, since the long-term projections
needed for the forward-looking application are in general subject to wide margins of error and are
not even available for the Egyptian economy.
-341-
5
4
3
2
1
0
22.5
20.0
17.5
15.0
12.5
10.0
7.5
5.0
2.5
Pounds per USD
%

The sustainability analysis tries to determine whether there are any limits to the accumulation of
public debt. It basically tries the answer the question regarding whether the government is able to
present a perpetual deficit, rolling over its debt forever, or if it is subject to an inter-temporal
budget constraint (see Hamilton and Flavin (1986)). If the government, like the individuals, is
subject to such constraint, then it is unfeasible to run a permanent primary deficit (i.e., exclusive
of interest payments). However, as long as debt does not explode at a faster rate than the growth
rate of the economy, it is possible, under certain circumstances, to run a permanent budget deficit
(inclusive of interest payments).
Due to the absence of consensus regarding the effects of the budget variables on the economy, the
sustainability analysis adopts a partial equilibrium framework, assuming that both the interest
rate and the economy’s growth rate are exogenous to fiscal policy. Hence, it does not take into
account the possible impact of the accumulation of public debt on growth and in interest rates.
The analysis departs from the government budget constraint, explaining the dynamics of the
public debt as a function of fiscal policy (revenues, primary expenditure and interest payments on
public dent). Such partial equilibrium framework was first used by Domar (1944).
We will divide the empirical analysis of the sustainability of public finances into two approaches.
The first approach, which we will entitle accounting approach, investigates whether there is
sustainability of the public finances in a year-by-year basis. The second approach, which we will
call actuarial approach, examines the sustainability issue during broader periods, studying the
integration and co-integration properties of the relevant budget variables and departing directly
from the transversality condition of the PVBC.
3.1 The accounting approach
The analysis departs directly from the inter-temporal budget constraint. Abstracting from
monetary financing of the deficit, it could be written as follows:
GBt GD t (1 i at)GBt1 (1)
where GBt-1 is beginning period stock of government debt, GDt is the government’s primary
deficit, and ia is the nominal implicit interest rate, which is, from now on, assumed to be constant.
Expressing it as ratios to GDP, yields:
bt d t (1 i a)bt1 (2)
where b is the debt to GDP ratio, n is nominal growth rate of the economy and r is the nominal
interest rate. By manipulating the previous expression, it is also possible to write:
or equivalently
(1 i )
b d b
1n a
t t t1 i n
bb b d b
1n a
t t t1 t t1 -342-
(3)
(4)

Since in steady state there could be no more debt accumulation, bt = bt-1 (bt=0), it is possible to
write:
nia dt bt
(5)
1n where dt gives the amount of primary balance that is necessary each year to maintain the level of
debt at its current level. Due to partial equilibrium nature of the model, it is not possible to define
a sufficient condition for sustainability, since the deficit might have an influence on n and r. As a
result, the sustainability assessment has to be made outside the model. When i>n, the stability of
the debt ratio requires a primary surplus. When the growth is strong and n>i, fiscal policy may be
sustainable even with primary deficits (as long the actual primary deficit does not surpasses the
one estimated in equation (5). However, since the government receipts (as a ratio to GDP) cannot
growth without limit, it is possible to find a necessary condition for sustainability, being the debt
ratio required to converge to a finite value.
Since under this accounting approach there is an evaluation year-by-year of the sustainability of
the budget process, it is also possible to construct a set of sustainability indicators.
Sustainability indicators
The sustainability indicators aim at evaluating how far has fiscal policy departed from
sustainability in a year-by-year basis. Such indicators use the intuitive notion of what
distinguishes sustainable from unsustainable fiscal policy. Blanchard, Chouraqui, Hagemann et
al. (1990) argue that sustainable fiscal policy should maintain the ratio of public debt to output at
its current level. However, this is an ad-hoc definition of sustainability that is not implied by the
transversality condition of the PVBC (see below). In Blanchard (1990) the author suggests two
sustainability indicators: the primary gap indicator and the tax gap indicator.
The primary gap indicator is based on the permanent primary deficit necessary to stabilize the
debt ratio. The latter measure is given by:
The primary gap indicator is then:
d (nt i at)bt (6)
dd t (nt i at)bt dt
(7)
If negative, it suggests that the current primary deficit is too large to stabilize the debt ratio and
that fiscal policy is unsustainable.
The second indicator is based on the permanent tax to output ratio necessary to stabilize the debt
ratio. It could be written as:
t g t (nt i at)bt (8)
Being gt the ratio of primary expenditure to output. The tax gap indicator is then:
-343-

tt t t t (nt i at)bt gt
(9)
If negative, it suggests that current taxes are too low to stabilize the debt ratio, given the current
level of spending. The information obtained from the primary gap and the tax gap indicators is
naturally the same, but differ in their emphasis. The former stresses the reduction in primary
deficit that is necessary to stabilize the debt ratio, while the former highlights the increase in the
tax ratio that is necessary to attain the same objective. The main advantage of such indicators is
their simplicity. However, both indicators are very primitive, since none takes into account the
predictable changes from economic developments or from fiscal policy. The author also
recommends the use of constant values for n and r, say the averages over the last 10 years or so.
Blanchard proposes as well a medium-term tax gap indicator, which takes into account the
predictable changes in the economy and in fiscal policy. It uses necessarily the current forecasts
for the variables concerned, and it gives the difference between the current tax ratio and that
necessary to stabilize the debt over the next N years. The debt-stabilising tax ratio is given by:
1
t g (n i
)b
N
N
i0 ti ti a,ti ti Alternatively, under the assumption of constant interest and growth rates:
1
t g (n i
)b
N
N
i0 ti t a,t t
This gives the following expression for the medium-term tax gap indicator:
N 1
tt t t t (nt i a,t)bt gti
(12)
N
This is a forward looking indicator that relies on a forecast of future spending (and eventually
forecasts for the growth of the economy and for the interest rate). It measures by how much the
tax ratio needs to rise over the projection horizon of N years to stabilise the debt ratio given the
current and expected government spending policies.
All sets of such indicators assume that the economy is dynamically efficient, meaning that the
interest rate is larger than growth rate of the economy. Otherwise, if the growth of the economy is
larger than the interest rate, the government is not required to attain a primary surplus to stabilise
the debt ratio, being it possible to run a permanent primary deficit. Although, the efficiency
condition was not satisfied ex-post in the 1970s, it is relatively consensual that it is generally
respected in the medium-long term.
As mentioned before, the main drawback of such indicators is that they are based on arbitrary
definitions of sustainability, like the requirement of a constant debt ratio. Such requirement is not
-344-
i0 (10)
(11)

necessary in order the PVBC to hold. *** Moreover, highly indebted countries might require a
decrease in their debt ratio in order fiscal policy t be sustainable. On the reverse, for countries
that have little debt fiscal policies that lead to an increase in the debt to output ratio may still be
sustainable. Nevertheless, if fiscal policies are sustainable according to such fiscal indicators, the
PVBC is also satisfied. Hence, such indicators give a prudent approach to sustainability.
3.2 The actuarial approach
The empirical analysis of the sustainability issue has favoured two sets of tests. The first set
studies the univariate statistical properties of government debt and is due to seminal contribution
of Hamilton and Flavin (1986). The second set of tests examines the co-integration properties of
government revenues and expenditures. The most important contributions to the latter approach
are those of Trehan and Walsh (1988), Trehan and Walsh (1991), and Quintos (1995).
This second approach departs directly from the present value budget constraint (PVBC), and
examines the sustainability of the budget process in a co-integration framework. When the
government is subject to the PVBC the current value of public debt must be equal to the
discounted sum of expected future surpluses. If this condition is violated, this indicates that fiscal
policy is not sustainable, because the debt would explode at a rate larger than the rate of growth
of the economy to become an infinite multiple of GDP.
Departing again from the equation (1), but with the variables expressed in real terms: †††
Bt D t (1 r)B t t1 (13)
Where Bt is the real stock of government debt outstanding, Dt is the real primary deficit, and rt is
the real rate of interest.
Rewriting and expanding the primary deficit term (Dt) yields:
B B G T rB
(14)
t t1 t t t t1 Where Gt is real primary government expenditures, Tt is real government revenues, and rt is the
real interest rate. By further assuming that the real interest rate is stationary around the mean r, it
is possible to write:
'
B (1r)B G T
(15)
where
t t1 t t
***
It is only necessary that the future primary surpluses accumulate to the current level of debt, constraining the debt
to grow no faster than the interest rate.
†††
Alternatively, the variables could be expressed as a ratio to GDP. All the conclusions remain unaltered.
-345-

G G (r r)B
(16)
'
t t t t 1
i.e., G’t is real government primary expenditure plus interest payments with interest rates taken
around the r mean.
Since equation (15) holds for every period, solving it by recursive forward substitution yields the
usual inter-temporal budget constraint:
T G B
B lim
'
tj tj tj1 t j1 j
j1 j 0 (1 r)
(1r) Defining Et (.) as an expectation conditional on information at time t, inter-temporal budget
balance, or deficit sustainability, holds if and only if:
j1 1
lim Et Bt j 1 0
j
1r According to this transversality condition, the PVBC implies that the current value of the
outstanding public debt is equal to the present value of the expected future surpluses. From this
condition it is possible to derive various tests based on the concept of co-integration.
The co-integration framework can be motivated in a number of different ways. One possibility is
to take first differences from equation (17), resulting into:
(j1) '
(j1) t tj tj
tj1 j
j0 B 1r T G lim 1r B
Using equation (14), the left hand side can be replaced by the total budget deficit, yielding:
(j1) '
(j1) t t tj tj tj1 j
j0 EXP T 1 r T G lim 1 r B
where EXPt stands for total government expenditures inclusive of interest payments. Assuming
that the variables in levels are integrated of order one, the variables in the right hand side of the
equation (20) are by definition stationary, because they are expressed in first differences. In order
the PVBC to hold, the left-hand side of the equation must also be stationary. As a result, if EXPt
and Tt are also I(1), they must be co-integrated, with the co-integrating vector [1 -1], in order the
left hand side to be stationary. Accordingly, a possible testing procedure involves two steps:
a) The order of integration of total expenditures and total revenues is analysed, using unit
root tests. If both variables are I(1) is possible to go on to the second step.
b) Using adequate tests, the second step analyses whether the variables are co-integrated,
and whether the co-integrating vector is [1 -1].
-346-
(17)
(18)
(19)
(20)

Quintos’s weak sustainability test
Differently from the approach just presented, Quintos (1995) departs from equation (19) and
associates sustainability with the condition:
j1 1
lim Et Bt j 1 0
j
1r That condition differs from the transversality condition (18) by the presence of the difference
operator in the debt variable. As we shall see, this has very profound implications to the
integration properties of the variables concerned. The condition in equation (21) holds when Bt
is either stationary or non-stationary, giving rise to the so-called ‘strong’ and ‘weak’
sustainability, respectively. To see that, let us define the following regression model:
T t .EXPt t
(22)
According to the results obtained:
a) The deficit is ‘strongly’ sustainable if and only if Tt and EXPt are both I(1), co-integrated,
meaning t is I(0), and =1.
b) The deficit is ‘weakly’ sustainable if and only if Tt and EXPt are both I(1), co-integrated
and 0

If Bt is I(1), then the first term of the equation, Bt-Bt-1, is by definition stationary. Hence, in order
the PVBC to hold, the overall budget deficit, Dt +rBt-1, is also stationary. Furthermore, if the
interest rate is constant, Bt and Dt are co-integrated with a co-integrating vector [1 -r]. The
intuition behind this result is simple: if fiscal policy is sustainable, an increase in public debt,
which implies increased interest payments, must necessarily be matched by a decrease in the
primary deficit.
The second sustainability test of Trehan and Walsh (1988) does not impose a constant interest
rate in equation (23). When the interest rate is allowed to vary over time, it is only necessary to
test whether the overall budget deficit (Dt +rtBt-1) is stationary in order the PVBC to hold.
Other sustainability tests have been suggested in the literature, just see Chalk and Hemming
(2000) for a more exhaustive survey.
3.3 Issues related to the definition of the variables
In the empirical applications of the above-mentioned equations, it is possible to opt for several
alternative definitions of the variables concerned. Namely, there is the problem of choosing the
adequate sector of reference, choosing between gross or net debt measures and the measurement
of the public deficit.
With regard to the sector of reference, the sustainability analysis concerns the responsibilities of
the general government. Hence, all activities of any public entity that could affect the central
government account should be taken into account. However, it is not clear whether public
enterprises should be included.
The second relevant choice is between the use of gross debt and net debt measures. As Balassone
and Franco (2000) mention the debt measure could be either net or gross of assets as long as the
deficit measure is defined accordingly (i.e. as resulting from non financial transactions only in the
first case or as resulting from non financial transactions plus transactions in assets in the second).
There are arguments both in favour and against the use of each of the measures. Since, in case of
need, the government could sell (part) of its assets to repay the debt some authors argue that net
debt is the relevant measure. However, there are several practical difficulties in the valuation of
government assets, especially non-interest bearing ones, making the measure of net debt rather
unreliable and very volatile.
With regard to the use of market versus par value of the debt, we are of the opinion that the latter
should be use. The market value of the debt is not the relevant measure for the government. The
government only has to pay the market debt of the debt, if it were to buy back the debt before it
falls due. Otherwise, the government only has to pay the nominal par (book) value of the debt at
maturity. Therefore, we will use the gross par value of the public debt in our empirical
application.
-348-

Since the purpose of the sustainability analysis is to evaluate whether the tax cost implied by the
public debt is manageable, it is appropriate to use either real values or ratios to GDP.
The government deficit recorded in the national accounts is the difference between transactions in
different assets and liabilities. Hence, it corresponds to the changes in net debt. However, in
practice there are significant statistical discrepancies between the deficit and the debt
dynamics. §§§ The most important of those adjustments are according to Balassone and Franco
(2000) the result of:
The impact of exchange rate fluctuations which affect the whole stock of foreign
currency denominated assets and liabilities (determining a change in net debt), but are not
reflected in the deficit since this is only concerned with actual transactions.
The adoption of different accounting conventions for recording the effect of transactions
on stocks and on flows with respect to liabilities not issued at par and to liabilities
denominated in foreign currency.
The way the sales/acquisitions of assets are recorded. While such transactions affect the
net debt stock according to the nominal (book) value of the assets, they enter the deficit
according to their market value (the price paid).
4 The analysis of the sustainability of Egypt’s Public Finances
This section is devoted to the assessment of the sustainability of Egypt’s public finances from an
empirical point of view. We will start by studying the order of integration of the variables. We
will then continue by applying the accounting approach, and then the actuarial approach.
4.1 Order of integration of the variables
In the study of the order of integration of the budget variables we will use the Augmented Dickey
Fuller (ADF) test, which is the most widely used unit root test.
Suppose that Xt is generated by the process:
where t is a white noise.
Xt 1Xt1t If Xt is a stationary process, it has a constant average E[Xt] = E[Xt-1] = , therefore
§§§ ForEuropean countries, there are common precise rules to explain the difference between general government net
lending/net borrowing and the change in (gross) government debt. Just see EUROSTAT (2002: 200) clarifying the
ESA95 rules.
-349-

1 and
1
In order the average to be finite, we should have 1 1.
Making 11, we can rewrite the
generating process of Xt in first differences, as follows:
Xt Xt1t From this equation, we can conclude that when = 0 the variable Xt is a random walk with drift,
and therefore is not stationary. For the variable to be stationary, the coefficient should be
negative. The Dickey-Fuller test, uses this result and tests whether that coefficient is negative.
However, for that test to be valid the error term should be white noise. In order to fulfil this
requirement, it is necessary to add lagged differences of the series, until the residuals of the
regression present no serial correlation, and approximate a white noise process. The addition of
such lags, results in the Augmented Dickey-Fuller (ADF) test. Consequently, the ADF statistic
tests the null of non-stationary, by checking if = 0 in the following equation:
X X X
t t1 tj t
j1 Besides this basic specification, a time trend could also be included in the test. **** The
appropriate number of lagged differences of the dependent variable might be selected by adding
lags until a Lagrange Multiplier (LM) test fails to reject the null of no serial correlation at
conventional significance levels. ††††
Besides this ADF t-test to the coefficient , there is also the so-called z-test, which is based on
T. statistic, where T is the number of observations. The critical values for both tests are nonconventional.
Consequently, it is necessary to use specific tables of critical values.
****
If the variable Xt has a zero mean, the constant term should be dropped, as is the case when studying the unit root
properties of estimated residuals.
††††
It is also possible to start with a maximum number of lags, and dropping the non-statistical significant ones.
However, the power of the ADF decreases when more lagged differences of the dependent variable are included.
-350-
k
1

Table 4-1- The ADF test
Variable No.
lags
ADF Ttest
5%
Critical
level
ADF Ztest
5%
Critical
level
Conclusion
External debt 0 -1.32 -2.93 -2.78 -13.3 I(1)
Budget balance 0 -1.61 -2.93 -4.21 -13.3 I(1)
Primary balance 0 -1.71 -2.93 -3.77 -13.3 I(1)
Expenditures 1 -1.22 -2.93 -1.54 -13.3 I(1)
Primary
0 -1.23 -2.93 -1.98 -13.3 I(1)
expenditures
Revenues 0 -1.29 -2.93 -3.57 -13.3 I(1)
Notes: The critical values are from Hamilton (1994). All tests were made considering a constant.
Variables are measured as ratios to GDP. The number of lags was selected by adding lags until a
Lagrange-Multiplier test fails to reject the null of no first order serial correlation in the residuals.
As Table 4-1 indicates, all variables present a T-test statistic that is below the 5% critical level,
leading to the non-rejection of the null of a unit root. The Z-test leads also to the same
conclusion. Therefore, all variables appear to non-stationary and integrated of order one.
4.2 The accounting approach
As explained above, this approach enables to make year-by-year evaluations of fiscal
sustainability. Hence, we will first calculate the maximum amount of primary deficit that is
compatible with a constant debt ratio, given by equation (5):
ni d b
1n t t
Afterwards, we will calculate a primary gap indicator, as in Blanchard (1990), subtracting to the
previous estimate the actual amount of deficit. If negative, it suggests that the current primary
deficit is too large to stabilize the debt ratio and that fiscal policy is unsustainable. The results are
as follows:
-351-

Table 4-2- The accounting approach
Govt. deficit Primary deficit dt Primary gap
1975 26.4% 24.8% 4.4% -20.4%
1976 23.2% 21.7% 9.0% -12.7%
1977 13.6% 11.6% 12.1% 0.5%
1978 12.7% 9.7% 9.6% -0.1%
1979 15.5% 11.9% 15.4% 3.5%
1980 23.7% 19.8% 15.2% -4.6%
1981 15.6% 12.9% 1.4% -11.5%
1982 19.3% 16.8% 15.0% -1.8%
1983 19.4% 15.7% 11.3% -4.4%
1984 23.5% 19.5% 12.1% -7.4%
1985 20.9% 17.1% 10.7% -6.3%
1986 15.5% 11.4% 10.8% -0.6%
1987 17.6% 13.9% 24.3% 10.4%
1988 19.9% 16.0% 16.9% 0.9%
1989 18.3% 14.3% 19.1% 4.8%
1990 15.1% 11.3% 12.9% 1.6%
1991 17.7% 11.4% 8.1% -3.2%
1992 5.4% -1.4% 11.6% 13.0%
1993 3.5% -5.0% 3.5% 8.4%
1994 2.1% -7.3% 1.6% 8.9%
1995 1.3% -6.0% 4.5% 10.5%
1996 1.3% -5.7% 2.2% 7.9%
1997 0.9% -4.9% 1.8% 6.7%
1998 1.0% -4.2% 1.0% 5.2%
1999 2.9% -2.4% 0.4% 2.8%
2000 3.9% -1.6% 1.2% 2.8%
2001 5.6% -0.3% -0.3% -0.1%
2002 5.8% -0.2% -0.2% 0.0%
2003 6.3% -0.3% -0.6% -0.3%
Notes: A negative primary gap suggests that the current primary deficit is too large to stabilize the
debt ratio and that fiscal policy is unsustainable.
According to the results obtained, Egypt’s fiscal policy appears to be unsustainable in 1975,
1976, 1978, in the first half of the 1980s (1980-1986), in 1991, and more recently in 2001 and
2003. Focusing in the period following the IMF stabilisation programme of 1991, the Egypt’s
fiscal policy is sustainable until the start of the third millennium. However, since 2000, the
amount of primary surplus is not largely enough to stabilise the (external) debt ratio. ‡‡‡‡
We should however stress that these results should be read with extreme care since there are
several problems in the data we have used. Namely, we used an implicit interest rate on the debt
estimate which refers to the total debt. This rate was then used together with the debt to GDP
‡‡‡‡ The exception is 2002, when the actual primary surplus was exactly the necessary to stabilize the debt ratio.
-352-

atio, due to the absence of a long time series on the internal debt. §§§§ As a result, there is a
theoretical inconsistency in the analysis of Table 4-2, biasing the results in favour of
sustainability. Another bias in the same direction is due to the impact of the substantial debt relief
during the 1990s. We have not adjusted the data to reflect the improvement in the debt that was
due not to Egypt’s fiscal consolidation but to the generosity of creditors. ***** Moreover, the use
of this approach to historical data is in our opinion of more limited scope than the actuarial
approach. When calculated on a year-by-year basis, as we did in Table 4-2, this approach does
not give much more information about sustainability than the one we could get from observing
the increase in total debt. If the data set is consistent, we should conclude that fiscal policy is
unsustainable whenever there is an increase in the stock of public debt (as a percentage of GDP).
This is the result of the definition of sustainability used to derive the condition (5), which we
recall is a non-increase in the debt to GDP ratio. Notwithstanding, this approach is extremely
useful to make a prospective assessment of fiscal policy. However, in order to do so it is
necessary to have forecasts for the economic variables used, which are not available for the
Egyptian economy.
To overcome part of such limitations Blanchard (1990) suggests the use of averages (a constant n
and i) for the sustainability assessment. As a result, we have accordingly repeated the exercise
using decade averages.
Table 4-3- The accounting approach (decades average)
Govt. deficit Primary deficit dt Primary gap
1975-1979 18.3% 15.9% 10.1% -5.8%
1980-1989 19.4% 15.7% 14.0% -1.7%
1990-1999 5.1% -1.4% 4.3% 5.7%
2000-2003 5.4% -0.6% 0.1% 0.7%
From the results obtained in Table 4-3, we can conclude that Egypt’s fiscal policy was
unsustainable in the 1970s and in the 1980s. In the 1990s, the situation was reversed, due to the
stabilisation programme and the external debt relief. The first four years since 2000 taken as a
whole appear to be sustainable, but there is a clear decrease in the primary gap that signals a
deterioration of the process of fiscal consolidation.
4.3 The actuarial approach
In this section, we will make the sustainability tests proposed by the actuarial approach to
Egypt’s public finances data. We will use annual data from 1975 until 2003, and the variables
expressed as ratios to GDP. We will by applying the test based on equation (20). Then we will
§§§§
The data the World Bank calls “Public and publicly guaranteed (PPG) debt” is in fact the amount of external debt
and not total government debt.
*****
It would be almost impossible to make such an adjustment, because it involves not only the debt series but also
the deficit, and the primary deficit via interest payments. The debt forgiveness reduced the values of all these
variables.
-353-

discuss Quintos (1995) weak sustainability test. Afterwards, we will apply the Trehan and Walsh
(1988) test strategy.
Co-integration between revenues and expenditures
The first test of sustainability is based on based on equation (20), i.e. on the validity of the
PVBC, and tests whether total government expenditures and total government revenues are cointegrated
with a co-integration vector [1 -1]. In order to do so we used two method of testing for
the presence of co-integration: the Engle-Granger’s method and the Johansen’s maximum
likelihood test.
The Engle-Granger method is a two-step procedure. The first step consists in regressing the I(1)
variables in levels, and save the residual. In the second step the order of integration of this
residual is studied. If the residual is stationary, i.e. I(0), there is by definition a co-integration
relationship between the variables used in the first step. Otherwise, if the residual still presents an
unit-root than there is no co-integration between the two variables and the equation estimated is
spurious.
The results obtained were as follows:
Table 4-4- The Engle-Granger method test for co-integration between revenues and
expenditures (%GDP)
Dependent
variable
Independent
variable
Coefficient on
indep. variable
ADF test Critical value at
5%
Conclusion
Revenues Expenditures 0.48 -2.67 -3.56 No co-integration
Expenditures Revenues 1.63 -2.60 -3.56 No co-integration
Notes: all variables are measured as ratios to GDP. The critical values are from MacKinnon (1991).
As Table 4-4 documents, the Engle-Granger test for co-integration, indicates that there is still a
unit root in the residual of the long-run regression, meaning that there is no co-integration
between total expenditures and total revenues for the Egyptian economy, indicating the nonsustainability
of Egypt’s public finances.
In order to have more confidence in the conclusion we have arrived, we repeated the test for cointegration
using the maximum likelihood co-integration test of Johansen (1988). This method
relies on a Vector Autoregressive model (VAR) representation to make use of the information
incorporated in the dynamic structure among the variables considered.
-354-

Table 4-5- Johansen’s maximum likelihood tests for co-integration between revenues and expenditures
(%GDP)
Eigenvalue H0 H1 Trace
Trace max
5%
Critical
Value
10%
Critical
Value
H0 H1 max
5%
Critical
Value
10%
Critical
Value
0.2479 r = 0 r > 0 9.10 15.41 13.33 r = 0 r = 1 7.69 14.07 12.07
0.0510 r 1 r > 1 1.41 3.76 2.69 r = 1 r = 2 1.41 3.76 2.69
Notes: A lag length of two is used on the VAR (p=2). Critical values for the trace and maximum likelihood tests are from
Osterwald-Lenum (1992). The estimations were obtained assuming a linear trend in the levels of the data, and only an
intercept in the co-integration equations.
As indicated in Table 4-5, both the trace and the maximum likelihood test indicate a nonrejection
of the null of no co-integration between revenues and expenditures, since both test
statistics presented in the first line are below their respective critical values at the 5% or even at
the 10% significance level. Moreover, even if we imposed co-integration we would obtain a
relationship in levels of the form:
Revenues = 0.495 Expenditure
This result indicates that only half the expenditures (as a fraction of GDP) were covered by the
revenue side of the budget. However, as this is not a co-integration equation, in our opinion it is
not even possible to claim that there is some form of weak sustainability in Quintos (1995)’s
sense. Accordingly, we may conclude that Egypt’s fiscal policy has been unsustainable in the
period 1975-2003.
Trehan and Walsh’s tests
As we mentioned before, Trehan and Walsh (1988) propose two sustainability tests that differ on
the assumptions regarding the interest rate, which is assumed to be constant or is allowed to vary
over time. When the interest rate is allowed to change over time the test resumes to analysing the
order of integration of the total government deficit. If the government deficit (expressed in real
terms or a ratio to GDP) is stationary, fiscal policy is sustainable. As we know already from
Table 4-1, Egypt’s budget deficit (as a percentage of GDP) presents a unit-root. Hence, according
to this test Egypt’s fiscal policy is unsustainable.
The other test proposed by Trehan and Walsh (1988) consists in finding out whether there is cointegration
between the stock of debt and the primary deficit. The results we obtained are
expressed in Table 4-6.
-355-

Table 4-6- Johansen’s maximum likelihood tests for co-integration between the external
debt and the primary deficit (%GDP)
Eigenvalue H0 H1 Trace
Trace max
5%
Critical
Value
10%
Critical
Value
H0 H1 max
5%
Critical
Value
10%
Critical
Value
0.5433 r = 0 r > 0 21.70 15.41 13.33 r = 0 r = 1 21.16 14.07 12.07
0.0198 r 1 r > 1 0.54 3.76 2.69 r = 1 r = 2 0.54 3.76 2.69
Notes: A lag length of two is used on the VAR (p=2). Critical values for the trace and maximum likelihood tests are from
Osterwald-Lenum (1992). The estimations were obtained assuming a linear trend in the levels of the data, and only an
intercept in the co-integration equations.
Since in the first line of the table both the trace statistic and the maximum likelihood statistic are
larger than the respective critical values, now we reject the null of no co-integration.
Consequently, we find the co-integrating vector [1 -3.582], meaning that the average interest rate
implicit on the debt is 3.582. This result is in favour of sustainability, but is not definitive because
we are using just external debt figures and not total debt figures. As mentioned before, this is due
to the non-availability of data for the domestic debt before 1991.. If we were able to use total debt
figures we could find a different result. Moreover, we have adjusted the external debt data to
reflect the impact of the substantial debt relief during the first half the 1990s, biasing the results
towards sustainability. Therefore, it is not possible to conclude from this test that fiscal policy has
been sustainable.
Summing up, this actuarial approach points to the non-sustainability of Egypt’s fiscal policy
during the analysed period.
-356-

5 The sustainability analysis of external debt
In this chapter, we make a further analysis of the sustainability of external debt. We start by the
actuarial approach and then we apply the accounting approach.
5.1 The actuarial approach
As we already mentioned, Egypt’s external debt presents a unit root, which indicates its nonsustainability.
Moreover, in Table 5-1 we perform other unit root tests that have also been used in
the literature to assess the sustainability of a country external debt. Please see Berthomieu (2003)
for further details.
Table 5-1- The ADF test for the sustainability of external debt
Variable No.
lags
ADF Ttest
5%
Critical
level
ADF Ztest
5%
Critical
level
Conclusion
External debt (%GDP) 0 -1.32 -2.93 -2.78 -13.3 I(1): non-sust.
Dt/Xt (effective sustain.) 0 -1.35 -3.00 -4.12 -12.5 I(1): non-sust.
cat (effective net sustain.) 0 -2.44 -3.00 -10.72 -12.5 I(1): non-sust.
ca*t (effective net sustain.) 0 -1.84 -3.00 -6.47 -12.5 I(1): non-sust.
Notes: The critical values are from Hamilton (1994). All tests were made considering a constant. The number of
lags was selected by adding lags until a Lagrange-Multiplier test rejected the null of first order serial correlation
in the residuals. The external debt is measured as ratio to GDP. Dt is external debt (in USD); Xt is exports (in
USD); St is the trade balance (in USD); and Cat = St – rDt-1 is the net of interest payments trade balance; S*t is
the current account balance (in USD); and Cat = S*t – rDt-1 is the net of interest payments current account. The
estimation period is 1970-2003 for the debt ratio and 1977-2001 for the other ratios.
The first of such additional tests we examine is the so-called condition of effective sustainability
by examining the order of integration of the ratio of external debt to exports. If this condition is
satisfied then this ratio is stationary indicating that debt and the total exports present the same
deterministic trend. As the results indicate, the sustainability hypothesis is rejected by the data:
the external debt to exports ratio is not stationary.
The second condition examined is the net effective sustainability condition. This condition
imposes the stationarity of the ratio cat = CAt/Xt, where CAt = St - rDt-1 stands for the trade
balance net of interest payments. The empirical results reject again this sustainability condition:
both the ADF t-test and Z-test point to the presence of a unit root.
However, as in Egypt tourism revenues are very important we repeated this condition using the
current account measure instead of the trade balance. We then studied the ratio ca*t = CA*t/Xt,
where CA*t = S*t - rDt-1 stands for the current account net of interest payments. This measure
increases the chances of finding sustainability. Notwithstanding, the results are again against the
sustainability hypothesis. Both ADF tests are smaller than the critical values, indicating that the
variables are not stationary.
-357-

In spite of these results, we made also a test proposed by Leachman and Francis (2000) which is
based on the idea that the resources necessary for the external debt service must be obtained
through the exports revenues. Thus, it is possible to assess the sustainability of external debt by
determining whether the external debt and exports are co-integrated. The results obtained are in
the Table 5-2.
Table 5-2- Johansen’s maximum likelihood tests for co-integration between the external
debt and exports (%GDP- 1976-2002)
Eigenvalue H0 H1 Trace
Trace max
5%
Critical
Value
10%
Critical
Value
H0 H1 max
5%
Critical
Value
10%
Critical
Value
0.2903 R = 0 r > 0 9.55 15.41 13.33 r = 0 r = 1 9.26 14.07 12.07
0.0107 R 1 r > 1 0.29 3.76 2.69 r = 1 r = 2 0.25 3.76 2.69
Notes: A lag length of two is used on the VAR (p=2). Critical values for the trace and maximum likelihood tests are from
Osterwald-Lenum (1992). The estimations were obtained assuming a linear trend in the levels of the data, and only an intercept in
the co-integration equations.
As it is clear from the results obtained, the null of no co-integration is clearly not rejected.
Consequently, Egypt’s external debt appears to be non-sustainable according to the results of the
actuarial approach.
5.2 Accounting approach
We further applied the accounting method to the sustainability of Egypt’s external debt. Starting
by the dynamic equation of the external debt:
Dt = (1+it) Dt-1 + DENt
Where Dt stands for external debt , it for the nominal interest rate implicit on the external debt
and DENt the net external deficit (that is the symmetric of the current account). Expressing it as a
ratio to GDP yelds :
Dt
1
dt (1 it) dent
Y
Taking into account that production is growing at a rate n, we can rewrite it as:
(1 i )
d d den
t
t
(1 n t )
t1 t
t
Interpreting as before, the sustainability condition as implying a stable external debt as, i.e. dt =
dt-1, it is possible to write:
R (n t - i t)
den t dt
(24)
(1 n )
-358-
t

Where dent R is the net external deficit required (sustainable) to maintain the debt ratio. It
represents the current external deficit that is compatible with a stable external debt ratio over
time. If the gap between this measure and the effective external deficit is positive, it indicates
sustainability, and if negative non-sustainability.
In Table 5-3 to Table 5-6 we applied this accounting approach to Egypt’s data. The tables differ
in the measure of the external deficit used: we tested this relationship for the trade balance and
the current account. We calculated the relationship on year-by-year basis and using decade’s
averages. Please note that all monetary variables (GDP, the external debt, and the external
balance) are expressed in USD. ††††† Consequently, the GDP growth numbers differ substantially
from the previous one used for the assessment of fiscal policy sustainability in the previous
chapter, due to the variation of the exchange rate.
†††††
The source of data is the World’s Bank WDI database for GDP and external debt. For the external balance the
source is the IMF’s IFS database.
-359-

Table 5-3- Sustainability analysis of external debt using the accounting
approach and the trade balance
Year n (USD) i ext debt dent R
dent GAP Conclusion
1977 9.5% 5.3% 80.2% 3.1% 14.1% -11.0% Unsustainable
1978 1.5% 4.4% 86.6% -2.5% 18.9% -21.4% Unsustainable
1979 22.2% 5.4% 82.1% 11.3% 19.7% -8.4% Unsustainable
1980 26.2% 6.2% 83.5% 13.2% 12.9% 0.3% Sustainable
1981 2.2% 3.4% 94.3% -1.1% 16.7% -17.9% Unsustainable
1982 9.3% 3.2% 106.8% 6.0% 14.5% -8.5% Unsustainable
1983 9.9% 4.1% 107.5% 5.8% 16.2% -10.4% Unsustainable
1984 8.9% 4.3% 105.1% 4.4% 20.3% -15.9% Unsustainable
1985 13.2% 4.2% 104.2% 8.2% 15.0% -6.8% Unsustainable
1986 3.4% 4.5% 111.2% -1.2% 12.6% -13.8% Unsustainable
1987 12.9% 4.4% 109.0% 8.2% 12.3% -4.1% Unsustainable
1988 -13.5% 4.3% 131.7% -27.1% 18.9% -46.0% Unsustainable
1989 13.1% 3.8% 115.2% 9.5% 14.4% -4.9% Unsustainable
1990 8.8% 4.1% 76.6% 3.3% 14.8% -11.5% Unsustainable
1991 -14.3% 5.1% 88.3% -19.9% 15.3% -35.2% Unsustainable
1992 13.2% 5.5% 74.4% 5.1% 12.5% -7.4% Unsustainable
1993 12.8% 7.0% 64.8% 3.3% 13.5% -10.2% Unsustainable
1994 10.0% 8.4% 62.4% 0.9% 11.5% -10.6% Unsustainable
1995 15.9% 7.0% 55.4% 4.3% 12.6% -8.4% Unsustainable
1996 12.5% 7.1% 46.4% 2.2% 12.4% -10.2% Unsustainable
1997 12.1% 6.7% 39.4% 1.9% 11.4% -9.5% Unsustainable
1998 8.2% 6.5% 39.3% 0.6% 12.4% -11.8% Unsustainable
1999 8.5% 6.6% 34.7% 0.6% 11.1% -10.5% Unsustainable
2000 11.6% 7.4% 29.2% 1.1% 8.4% -7.3% Unsustainable
2001 -1.0% 8.0% 29.7% -2.7% 7.0% -9.7% Unsustainable
2002 -8.8% 7.7% 33.7% -6.1% 6.4% -12.5% Unsustainable
Notes: A negative gap suggests that the external debt is not sustainable. The growth rate of GDP is
calculated from the GDP expressed in USD.
Table 5-4- Sustainability analysis of external debt using the accounting
approach and the trade balance –decade’s average
Year n (USD) i ext debt dent R
dent GAP Conclusion
77-79 11.1% 5.1% 83.0% 1.0% 13.7% -12.7% Unsustainable
80-89 8.6% 4.3% 106.8% 1.1% 13.5% -12.3% Unsustainable
90-99 8.8% 6.4% 58.2% 0.7% 13.2% -12.5% Unsustainable
00-02 0.6% 7.7% 30.9% 0.2% 13.2% -13.0% Unsustainable
77-02 8.3% 5.6% 76.6% 1.2% 13.7% -12.4% Unsustainable
-360-

Table 5-5- Sustainability analysis of external debt using the accounting
approach and the current account
Year n (USD) i ext debt dent R
dent GAP Conclusion
1977 9.5% 5.3% 80.2% 3.1% 8.2% -5.1% Unsustainable
1978 1.5% 4.4% 86.6% -2.5% 8.2% -10.7% Unsustainable
1979 22.2% 5.4% 82.1% 11.3% 8.5% 2.8% Sustainable
1980 26.2% 6.2% 83.5% 13.2% 1.9% 11.3% Sustainable
1981 2.2% 3.4% 94.3% -1.1% 9.1% -10.3% Unsustainable
1982 9.3% 3.2% 106.8% 6.0% 7.2% -1.2% Unsustainable
1983 9.9% 4.1% 107.5% 5.8% 1.2% 4.6% Sustainable
1984 8.9% 4.3% 105.1% 4.4% 6.5% -2.1% Unsustainable
1985 13.2% 4.2% 104.2% 8.2% 6.2% 2.0% Sustainable
1986 3.4% 4.5% 111.2% -1.2% 5.0% -6.2% Unsustainable
1987 12.9% 4.4% 109.0% 8.2% 0.6% 7.6% Sustainable
1988 -13.5% 4.3% 131.7% -27.1% 3.0% -30.1% Unsustainable
1989 13.1% 3.8% 115.2% 9.5% 3.3% 6.2% Sustainable
1990 8.8% 4.1% 76.6% 3.3% -0.4% 3.7% Sustainable
1991 -14.3% 5.1% 88.3% -19.9% -5.1% -14.8% Unsustainable
1992 13.2% 5.5% 74.4% 5.1% -6.7% 11.8% Sustainable
1993 12.8% 7.0% 64.8% 3.3% -4.9% 8.2% Sustainable
1994 10.0% 8.4% 62.4% 0.9% -0.1% 0.9% Sustainable
1995 15.9% 7.0% 55.4% 4.3% 0.4% 3.8% Sustainable
1996 12.5% 7.1% 46.4% 2.2% 0.3% 1.9% Sustainable
1997 12.1% 6.7% 39.4% 1.9% 0.9% 1.0% Sustainable
1998 8.2% 6.5% 39.3% 0.6% 3.1% -2.5% Unsustainable
1999 8.5% 6.6% 34.7% 0.6% 1.8% -1.2% Unsustainable
2000 11.6% 7.4% 29.2% 1.1% 1.0% 0.1% Sustainable
2001 -1.0% 8.0% 29.7% -2.7% 0.4% -3.1% Unsustainable
2002 -8.8% 7.7% 33.7% -6.1% -0.5% -5.5% Unsustainable
Notes: A negative gap suggests that the external debt is not sustainable. The growth rate of GDP is
calculated from the GDP expressed in USD.
Table 5-6- Sustainability analysis of external debt using the accounting
approach and the current account –decade’s average
Year n (USD) i ext debt dent R
dent GAP Conclusion
77-79 11.1% 5.1% 83.0% 1.0% 2.0% -1.0% Unsustainable
80-89 8.6% 4.3% 106.8% 1.1% 1.8% -0.6% Unsustainable
90-99 8.8% 6.4% 58.2% 0.7% 1.5% -0.8% Unsustainable
00-02 0.6% 7.7% 30.9% 0.2% 1.5% -1.3% Unsustainable
77-02 8.3% 5.6% 76.6% 1.2% 2.3% -1.0% Unsustainable
As mentioned before, the calculations just differ on the external deficit measure that is being
used. The theoretical approach proposes the use of the trade balance, because it assumes that the
-361-

external debt service must be paid through net exports revenue. In spite of this, we decided to
conduct a sensitivity analysis by using also the current account data.
Table 5-3 and Table 5-4 present the results obtained when using the trade balance as the measure
of the external balance. The results show a systematic negative gap, meaning that Egypt’s
external deficit has been systematically larger than what would have been required to maintain a
constant external debt ratio, resulting into a non-sustainability. ‡‡‡‡‡ As shown in table Table 5-4
the average gap for the full period of 1977-2002 is of 12%, which is a large absolute value.
Moreover, over time the average gap stayed more or less constant around the 12% when
considering decade’s averages.
Next, we used in Table 5-5 and Table 5-6 the current account as the measure of external deficit.
The difference vis-à-vis the trade balance consists in the inclusion of the balance of services. As
Egypt benefits greatly from tourism revenues, the amount of the external deficit registered by the
current account is substantially smaller than the one registered by the trade balance. §§§§§
Therefore, the results of this exercise are more prone to the finding of some positive gaps, i.e.
more predisposed towards concluding in favour of sustainability. Figure 5-1 graphs the evolution
of both estimated gaps.
In fact, the results obtained by using the current account are more propitious to finding a positive
gap: from 1977 until 2002, a positive gap is found for 14 years when using the current account
measure. However, taken as a whole, the average for the full period still gives a negative gap of
-1% of GDP, indicating the non-sustainability of the external debt. Over time, in the 1970s and in
the 1980s, the years presenting positive gaps alternate with negative ones. From 1992 until 1997,
it can be found the largest sequence of years that present a positive gap. These positive gaps are
the result of the very important reduction in the external debt ratio to GDP that has occurred in
that period. As mentioned before, in section 2.3, this decrease in the external debt ratio is due
both to fiscal consolidation under the 1991 IMF’s stabilisation agreement and to the very
important debt relief by foreign creditors, which mitigates the sustainability conclusion.
Moreover, 1998 marks a clear reversion of that situation, leading to a systematic negative gap
ever since. ****** Particularly the last two years of our sample (2001 and 2002) present a relatively
high negative gap, which is much the result of the Egyptian pound devaluation, as reflected in the
reduction of the nominal GDP in USD. This conclusion further reinforces our concerns expressed
in section 2.3 regarding the deterioration of the sustainability of Egypt’s fiscal policy and the
sustainability of external debt in the more recent years.
When the calculation is done using decade’s averages, as in Table 5-6, there is a systematic
negative gap. Therefore, we may conclude that even when using the current account data to
measure the external deficit, Egypt’s external debt has been in general not sustainable.
‡‡‡‡‡ The only exception found is the year 1980, which presents a small positive gap of 0.3%
§§§§§ The current account present in general a deficit below 10% of GDP, and is even in surplus for some periods.
The average current account deficit is 2.3% while the trade balance deficit is 14% for the 1977-2002 period.
****** The only exception is the year 2000 that presents a small positive gap of 0.1% of GDP.
-362-

Figure 5-1- Comparison of the estimated GAP according to the different measures of external deficit
20%
10%
0%
-10%
-20%
-30%
-40%
-50%
1977
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
Current Acc.
Trade bal
In short, the general conclusion of accounting approach regarding the sustainability of the
external debt is in line with the conclusion of the actuarial approach. The results obtained for the
both approaches indicate that overall Egypt’s external debt has been clearly unsustainable from
1977 until 2002.
6 Conclusions
In this paper, we have reviewed in some detail the evolution of Egypt’s fiscal policy since the
signing of the 1991 stabilisation programme with the IMF and analysed the sustainability of
Egypt’s public finances from 1975 until 2003.
After the signing in 1991 of a stabilisation agreement with the IMF, the budget deficit drastically
reduced from more than 15% of GDP to just 1.3% four years later. However, the deficit started to
increase again since 1999 and reached 6% of GDP in 2003. The process of fiscal adjustment
relied mainly on the control of the ratio of primary expenditure to GDP and in public investment
cuts: capital expenditure was reduced from 15.1% of GDP in 1991 to just 4% in the last three
years to 2003.
We tried to classify Egypt’s fiscal consolidation process under the two types proposed by Perotti
(1996). Egypt has very much reduced capital expenditure, which characteristic of a less persistent
Type 2 adjustment. Hence we cast some doubts on the on the persistence of this adjustment.
Egypt’s external debt jumped from 20% in the early 1970s to more than 100% of GDP in the
1980s. During the 1990s, the amount of external debt was drastically reduced to a minimum of
20% of GDP in 2000. This decrease is explained both by the process of fiscal consolidation and
by a very important debt relief by western creditors. This debt relief during the period 1991-1996
amounted to USD 23.7 billion, that is more than half the external debt outstanding in 1989 (or
36% of Egypt’s GDP in 1996). Despite this improvement in the 1990s, since 2000 the trend of
-363-
1999
2001

eduction of external debt has been reversed: from 2000 to 2003, there was an increase of 13 p.p.
of GDP in the amount of external debt outstanding.
With regard to Egypt’s internal debt, it now largely surpasses the amount of external debt,
resulting since 2001 into a total debt to GDP ratio above 100%. This is a source of concern
because the rising debt implies ever-increasing interest payments, which pose an increased
pressure in the budget deficit that may result into a snowballing effect on the debt. Moreover, as
much of the external debt reduction in the 1990s was not due to Egypt’s own efforts but to a
substantial debt relief by foreign creditors, this increase in debt could be even more worrisome,
notwithstanding no immediate solvability risks are signalled.
As far as the formal sustainability analysis is concerned, all budget variables were found to have
a unit-root. Next, we applied the accounting approach both in a year-by-year basis and in
decade’s averages. We found that Egypt’s fiscal policy was unsustainable in 1975, 1976, 1978, in
the first half of the 1980s (1980-1986), in 1991, and more recently in 2001 and 2003. When using
decade’s averages we found an unsustainable fiscal policy in the 1970s and in the 1980s. The
1990s marked a move into a sustainable policy, due to the IMF stabilisation programme and the
debt relief. The first four years since 2000 taken as a whole appear to be sustainable, but there is a
clear decrease in the primary gap that signals a deterioration of the process of fiscal
consolidation.
However, these results should however be read with extreme care because of a theoretical
inconsistency regarding the data set: we should be using the total debt ratio, but only external
debt data is available. Moreover, we made no adjustment in the external debt data to take into
account the important debt relief, further biasing the results in favour of sustainability.
Furthermore, we have argued that the use of this approach to historical data is in our opinion of
more limited scope than the actuarial approach.
Next, we applied the actuarial approach, which relies on the transversality condition implied by
the Present Value Budget Constraint (PVBC). We tested whether total government expenditure
and total government revenue are co-integrated with a co-integrating vector [1 -1]. For Egypt,
there is no co-integration for the period 1975-2001. Since there is no co-integration that
regression is spurious and Egypt’s fiscal policy is not even weakly sustainable in Quintos
(1995)’s sense. Therefore, we may conclude that Egypt’s fiscal policy has been unsustainable in
the period 1975-2003.
We applied as well the two tests proposed by Trehan and Walsh (1988). The first test is a test for
the order of integration of the budget deficit, which is relevant when the interest rate is not
constant over time. Egypt’s budget deficit is not stationary, which is an indication of nonsustainability.
The second test is valid when the interest rate is constant, and tests for the presence
of co-integration between the debt and the primary deficit. When applied to Egyptian data it gave
a result in favour of sustainability. However, there is again the same theoretical inconsistency: we
should be using the total debt data and not only external debt data. Moreover, we have made no
adjustment for the important debt relief during the 1990s, which further biases the conclusions in
favour of co-integration. Therefore, the conclusion in favour of sustainability might be dismissed.
-364-

We analysed also the sustainability of Egypt’s external debt. We used both the actuarial and the
accounting approach. The results of both approaches were against the sustainability of the
external debt. We concluded that the external debt ratio presented a unit-root, that the condition
of effective sustainability and the condition of net effective sustainability were not satisfied, and
that there was not co-integration between the exports ratio and the external debt, indicating nonsustainability.
When using the accounting approach, the overall conclusion of non-sustainability
was further reinforced.
Overall, we conclude for the non-sustainability of Egypt’s fiscal policy over the period 1975-
2003. There were noticeable improvements in the budget deficit figures during the 1990s, but the
deficit is again on an ascendant trend.
-365-

7 Data appendix
Both the World Bank (WDI) data and the International Financial Statistics (IFS) data from the
IMF for Egypt are very incomplete and unreliable. According to the IFS database, the deficit in
the two years immediately before the stabilization programme was around 5% of GDP. If this
were true, no stabilisation programme would be needed in 1991! Moreover, not even the IMF
believes those numbers are correct. In an IMF working paper by Subramanian (1997), the author
presents an average deficit of 15% of GDP in the 3 years before the signing of agreement, which
is in clear contradiction with the IFS data. The source of data used in that paper is national data
and IMF staff estimates. However, none of which is available through the IMF. Without reliable
deficit data it would be impossible to carry out this work. Therefore, after a very time consuming
process, we were able to locate a more adequate data source for the deficit.
We used Prof. Mohammed Omran’s dataset for the deficit. Mohammed Omran is presently an
economist at the Arab Monetary Fund (http://www.amf.org.ae) in Dubai. He is also the author of
some papers regarding the Egypt’s economy, such as Omran (2002). However, Omran’s database
is very incomplete for our purposes, since it lacks data on revenues, expenditures, interest
payments, etc. Consequently, we had to complement that information with other data sources.
As a result, our data set was constructed as follows:
Deficit series
1975-1991: the source of data is Mohammed Omran’s dataset.
1991-2003: the source of data is national data (from both the Central Bank of
Egypt and from several publications of the Ministry of Foreign Trade available at
http://www.moft.gov.eg).
Expenditures and Revenues
1975-1990: the series on expenditures and revenues (%GDP) were obtained using
several assumptions in order to make the data from the World Bank and IMF compatible
with the deficit series. Namely, we have adjusted the revenue series and retained the
expenditure series of the World Bank database.
1991-2003: national sources [Ministry of Foreign Trade Monthly Bulletin, Central
Bank of Egypt (CBE), and Ministry of Finance dataset made available by Sara Eid].
Interest Payments
1975-1990: the source of data is World Bank
1991-2003: the source of data is national sources
There might be a break in the series in 1991.
Debt data
By comparing Central Bank of Egypt series (available at http://www.cbe.org.eg)
with the ones of the World Bank, it is possible to conclude that the variable referred to as
-366-

“Public and publicly guaranteed (PPG) debt (DOD, current US$)” in the WDI database is
in fact just the external public debt and not total public debt.
Consequently, there is no data on internal debt in the World Bank database. Our
database only contains data on internal debt from national sources and for the period after
1991.
Interest rate implicit on the debt
This is an own calculation.
1975-1990: it is calculated as interest payments in local currency, over the external
debt stock in the previous period.
19991-1990: it is calculated as interest payments in local currency, over the total
debt stock in the previous period.
The reason for this difference is an apparent break in the data of interest payments.
Such break is also present in the World Bank database, but there is not enough
information to safely conclude.
Other economic indicators
Sources: IFS and WDI databases.
-367-

Dataset
As a percentage of GDP
Interest
Nominal
External rate
GDP
Govt. Total Govt. Total Govt. Interest Primary External Internal Total Govt. Debt implicit on
(million
Year Deficit Expendit. Revenues payments Balance Debt Govt. Debt Debt Service the debt GDP EGP)
1975 26.4% 66% 39% 2% -24.8% 42% - - 3% 7.8% 118.7 5,218
1976 23.2% 66% 43% 1% -21.7% 48% - - 2% 4.5% 136.0 6,727
1977 13.6% 57% 43% 2% -11.6% 80% - - 3% 5.3% 153.5 8,344
1978 12.7% 52% 40% 3% -9.7% 87% - - 4% 4.4% 162.4 9,795
1979 15.5% 54% 39% 4% -11.9% 82% - - 3% 5.4% 172.2 12,705
1980 23.7% 60% 37% 4% -19.8% 83% - - 5% 6.2% 189.4 16,497
1981 15.6% 56% 40% 3% -12.9% 94% - - 7% 3.4% 196.5 17,320
1982 19.3% 66% 47% 2% -16.8% 107% - - 7% 3.2% 216.0 20,781
1983 19.4% 56% 37% 4% -15.7% 107% - - 7% 4.1% 232.0 24,170
1984 23.5% 57% 33% 4% -19.5% 105% - - 8% 4.3% 246.1 28,504
1985 20.9% 55% 34% 4% -17.1% 104% - - 8% 4.2% 262.3 33,132
1986 15.5% 56% 40% 4% -11.4% 111% - - 8% 4.5% 269.3 38,356
1987 17.6% 45% 28% 4% -13.9% 109% - - 4% 4.4% 276.1 51,567
1988 19.9% 47% 27% 4% -16.0% 132% - - 7% 4.3% 290.7 61,714
1989 18.3% 41% 23% 4% -14.3% 115% - - 7% 3.8% 305.1 76,791
1990 15.1% 38% 23% 4% -11.3% 77% - - 7% 4.1% 322.5 96,138
1991 17.7% 45% 28% 6% -11.4% 88% 68% 156% 7% 5.1% 326.0 111,240
1992 5.4% 37% 31% 7% 1.4% 74% 62% 136% 6% 5.5% 340.5 139,100
1993 3.5% 33% 30% 8% 5.0% 65% 60% 125% 5% 7.0% 350.3 157,260
1994 2.1% 32% 30% 9% 7.3% 62% 59% 121% 4% 8.4% 364.1 175,000
1995 1.3% 29% 27% 7% 6.0% 55% 55% 110% 4% 7.0% 381.1 204,000
1996 1.3% 28% 27% 7% 5.7% 46% 50% 96% 3% 7.1% 400.2 229,470
1997 0.9% 25% 24% 6% 4.9% 39% 47% 87% 3% 6.7% 422.2 256,300
1998 1.0% 25% 24% 5% 4.2% 39% 48% 87% 2% 6.5% 445.7 280,220
1999 2.9% 26% 23% 5% 2.4% 35% 48% 82% 2% 6.6% 472.6 302,300
2000 3.9% 26% 22% 5% 1.6% 29% 48% 78% 2% 7.4% 496.7 338,704
2001 5.6% 27% 21% 6% 0.3% 30% 54% 84% 2% 8.0% 514.1 361,800
2002 5.8% 27% 21% 6% 0.2% 34% 58% 92% 2% 7.7% 529.3 387,544
2003 6.3% 28% 21% 7% 0.3% 42% 62% 104% - 7.6% 544.2 411,144
-368-

List of Figures
FIGURE 2-1- EVOLUTION OF EGYPT’S BUDGET BALANCE .............................................................................................. 8
FIGURE 2-2- EVOLUTION OF EGYPT’S BUDGET VARIABLES (% OF GDP)....................................................................... 9
FIGURE 2-3- CONTRIBUTION TO THE IMPROVEMENT IN THE BUDGET BALANCE.............................................................. 9
FIGURE 2-4- EVOLUTION OF SELECTED EXPENDITURE VARIABLES (% GDP)................................................................ 10
FIGURE 2-5- EVOLUTION OF SELECTED REVENUE VARIABLES (% GDP)....................................................................... 11
FIGURE 2-6- EVOLUTION OF EGYPT’S PUBLIC DEBT .................................................................................................... 13
FIGURE 2-7- EVOLUTION OF EGYPT’S PUBLIC DEBT 1988-2003 .................................................................................. 14
FIGURE 2-8- INTERNATIONAL COMPARISON OF GOVERNMENT EXPENDITURES IN 2002................................................ 15
FIGURE 2-9- INTERNATIONAL COMPARISON OF GOVERNMENT REVENUES IN 2002 ....................................................... 15
FIGURE 2-10- EVOLUTION OF EGYPT’S INFLATION AND GDP GROWTH (1971-2004).................................................. 16
FIGURE 2-11- EGYPT’S OTHER ECONOMIC INDICATORS................................................................................................ 17
FIGURE 5-1- COMPARISON OF THE ESTIMATED GAP ACCORDING TO THE DIFFERENT MEASURES OF EXTERNAL DEFICIT
............................................................................................................................................................................ 39
List of Tables
TABLE 4-1- THE ADF TEST .......................................................................................................................................... 27
TABLE 4-2- THE ACCOUNTING APPROACH.................................................................................................................... 28
TABLE 4-3- THE ACCOUNTING APPROACH (DECADES AVERAGE).................................................................................. 29
TABLE 4-4- THE ENGLE-GRANGER METHOD TEST FOR CO-INTEGRATION BETWEEN REVENUES AND EXPENDITURES
(%GDP).............................................................................................................................................................. 30
TABLE 4-5- JOHANSEN’S MAXIMUM LIKELIHOOD TESTS FOR CO-INTEGRATION BETWEEN REVENUES AND
EXPENDITURES (%GDP) ..................................................................................................................................... 31
TABLE 4-6- JOHANSEN’S MAXIMUM LIKELIHOOD TESTS FOR CO-INTEGRATION BETWEEN THE EXTERNAL DEBT AND THE
PRIMARY DEFICIT (%GDP).................................................................................................................................. 32
TABLE 5-1- THE ADF TEST FOR THE SUSTAINABILITY OF EXTERNAL DEBT.................................................................. 33
TABLE 5-2- JOHANSEN’S MAXIMUM LIKELIHOOD TESTS FOR CO-INTEGRATION BETWEEN THE EXTERNAL DEBT AND
EXPORTS (%GDP- 1976-2002) ........................................................................................................................... 34
TABLE 5-3- SUSTAINABILITY ANALYSIS OF EXTERNAL DEBT USING THE ACCOUNTING APPROACH AND THE TRADE
BALANCE............................................................................................................................................................. 36
TABLE 5-4- SUSTAINABILITY ANALYSIS OF EXTERNAL DEBT USING THE ACCOUNTING APPROACH AND THE TRADE
BALANCE –DECADE’S AVERAGE.......................................................................................................................... 36
TABLE 5-5- SUSTAINABILITY ANALYSIS OF EXTERNAL DEBT USING THE ACCOUNTING APPROACH AND THE CURRENT
ACCOUNT ............................................................................................................................................................ 37
TABLE 5-6- SUSTAINABILITY ANALYSIS OF EXTERNAL DEBT USING THE ACCOUNTING APPROACH AND THE CURRENT
ACCOUNT –DECADE’S AVERAGE.......................................................................................................................... 37
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