_ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ Sciences sociales et humaines
LA CONVERGENCE DES NIVEAUX DE VIE DANS LES PAYS
DE L'UNION ECONOMIQUE ET MONETAIRE
OUEST AFRICAINE
Ali Henri OTROU
Docteur d'Etat en Sciences Economiques et de Gestion
Université de Cocody/Abidjan - COTE D'IVOIRE
RESUME
L'objectifde la présente étude concerne l'application du niveau de la convergence des niveaux de vie
dans les pays de l'UEMOA. Il ressort que la convergence réelle qui concerne le rapprochement des
niveaux de vie reste limitée. Ce qui amène à définir des politiques susceptibles de renforcer la crois-
sance économique à travers la mise en place d'une division sous-régionale du travail et la coordina-
tion des politiques sectorielles.
Mots clés: Croissance économique, développement. convergence réelle, volonté politique. har-
moni.mtion des politiques économiques.
ABSTRAeT
The Objective ofthe present study concerns the application ofthe level ofthe convergence ofstandards
ofliving in the countries ofWAEMU (UEMOA). It appears that the genuine convergence that concerns
the connection ofstandards ofliving remains limited. Thus. the definition of politics likely to reinforce
the economic growth towards the starting up a sub-regional division ofwork and the coordination of
sectorial politics.
Key words : Economie growth, development. genuine convergence, political goodwill. harmonyof
economie politie.v.
INTRODUcnON
gressions qui incluent des « proxies » pour les
déterminants de la croissance à l'état station-
Ces dix dernières années, l'on assiste à un dé-
naire et le niveau initial de revenu (Barro et Sala-
bat empirique intense sur l'hypothèse de con-
I-Martin, 1995 ; Mankiw et Romer, 1992).
vergence à long tenne des économies vers un
niveau de revenu identique. Selon la littérature
Le second courant analyse l'hypothèse de con-
économique, ce débat se classerait en trois ca-
vergence à long terme en se basant sur des don-
tégories qui suivent (L. Pritchett, 1997) ; De La
nées de PIB historique disponibles pour certains
Fuente, 2002).
pays (Delon, 1988).
La première catégorie s'intéresse à la vitesse
Enfin, la dernière catégorie discute de la con-
de convergence des économies à l'aide de ré-
vergence à l'intérieur de groupes de pays ou de
régions à l'intérieur de certains pays (Barro et
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105
_ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ Sciences sociales et humaines
Sala-I-Martin, 1992).
1 - LES FONDEMENTS DE LA CON-
VERGENCE DES NIVEAUX DE VIE EN
En effet, le débat sur la convergence s'accorde
ZONEUEMOA
bien avec l'actualité que cette dernière suscite
dans certaines régions du monde, en particulier
La convergence des niveaux de vie est liée aux
l'Union Européenne l . La création de la mon-
problèmes de croissance observés dans les di-
naie unique, qui s'inscrit dans le cadre d'une
vers pays. Ainsi, sa compréhension peut être
convergence nominale, conduit par ailleurs à
saisie à deux niveaux: à savoir d'une part,
admettre qu'un niveau élevé de la convergence
l'aperçu sur la littérature de la convergence, et
réelle peut être un fa;cteur de renforcement de
d'autre part, l'évolution des données concernant
l'Union (F. Drumetz,et al., 1993 ; L. Pritchett,
les revenus par tête.
1997).
1. Notion théorique de la convergence des
L'analyse du rattrapage ou de convergence
niveaux de vie
réelle des pays les moins avancés est assez ré-
cente (Barro, 1997, 2000), particulièrement en
La notion de convergence dans la littérature
Afrique Subsaharienne (S.K. Mc Coskey, 2001 .,
économique revient généralement au modèle
J-J. Ekomié, 1999,2001). C'est dtms cc cadre
néoc1assique de croissance appelé « modèle de
qu'il faille inscrire l'analyse de la convergence
Solow-Swam », à la suite des importantes con-
au niveau de l'UEMOA, qui est assez récente.
tributions de Solow (1956) et Swam (1956). Le
modèle de Solow-Swam met en évidence la di-
La problématique de la présente étude concerne
minution de la productivité marginale du capi-
donc l'appréciation de l'état de la convergence
tallorsque le niveau par tête de celui-ci aug-
des niveaux de vie dans les pays de l'UEMOA2.
mente. En con.séquence, l'on assiste à un ralen-
tissement du taux de croissance du capital (et
Il s'agit, précisément, de vérifier l'hypothèse
du produit) par tête au fur et à mesure que s'ac-
de convergence réelle dans ces pays3 . La con-
croît la richesse et le niveau de vie.
vergence réelle signifie la réduction des écarts
des niveaux de vie dans un ensemble de pays
Barro et Sala-I-Martin (1996) ont mis en évi-
donné. Elle s'analyse aussi sous l'angle du rat-
dence le processus de convergence tel que ex-
trapage économique.
plicité dans le modèle néoc1assique selon le
modèle de Solow-Swam. Toutes choses égales
Dans une première partie, nous allons présen-
par ailleurs, plus le niveau de dépa~ du PIB
ter un aperçu de la littérature sur la convergence
suivi d'une analyse de l'évolution du PIB par
tête en zone UEMOA. Enfin, la deuxième par-
1 D'autres études empiriques sur l'existence d'un processus de rattrapage ont
été effec.tuées au se~n desous-échantillons plus homogènes tels que les Etats
tie se consacrera aux conditions de la réalisa-
améncams, les réglons Japonaises ou les pays de l'OCDE (Barro et Sala-I-
Martin, 1991).
tion de la convergence réelle à travers une mo-
2 L'.~MOA, créée.en 1994, signifie l'Union Economique et Monétaire Ouest
délisation économétrique.
Africame. Cette,UD1~n est ~posée ~e huit pays à savoir, le Bénin, le Bwkina
Faso, la Côte d IVOIre, la Gumée Bissau, le Mali, le Niger, le Sénégal et le
Togo.
3 On distiJ.lgue aussi la notion de convergence nominale qui indique le rappro-
c~ement des performances économIques et fmancières des pays (Solde budgé-
talTe, taux d'inflation, solde courant, ladette ... ).
106
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, Vol. 007 N° 1.,.2006 (1'" Semestre)
Sciences socÜlles et humaines
- - - - - - - - - - - - - - - - - - -
réel par tête est faible par rapport à sa position
économies les plus avancées à condition que la crois-
de long tenne ou d'état régulier, plus le taux de
sance de la population et l'accumulation ou d'autres
croissance est rapide l .
variables soient maintenues constantesl .
De ce qui précède, on peut faire remarquer que
Quah (1956) exprime un point de vue différent sur
ces auteurs mettent en relief la notion de con-
les résultats des travaux de Barro (1991) et Barro
vergence conditionnelle2 parce que les niveaux
et Sala-I-Martin (1991). Quah va au-delà des stricts
d'état régulier de la production et du capital par
échantillons de pays relativement homogènes. Ceci
tête dépendent, dans le modèle de Solow-Swam,
l'amène à conclure que les pays sont incités à for-
du taux d'épargne, du taux de croissance de la
mer des coalitions de partenaires « semblables ». En
population et de la position de la fonction de
d'autres tennes, selon Quah, la distribution des re-
production.
venus peut être stratifiée et l'écart entre riches et
Des développements récents (Barro et Sala-I-
pauvres tend à s'agrandir. Ainsi, la convergence se
Martin, 1997); Borenzestein, 1994) utilisent les
théories de la croissance endogène dans le processus
réalise à l'intérieur des clubs relativement homogè-
de convergence. Contrairement au modèle
nes de convergence construits sur la base de rela-
néoclassique, les nouvelles analyses introduisent
tions commerciales importantes ou de la localisa-
dans ce dernier certaines variables exogènes comme
tion géographique.
le progrès technique.
La mise en relief de la littérature théorique sur la
En effet, ces modèles de croissance avec diffusion
convergence montre le rejet de 1'hypothèse de con-
technologique impliquent ainsi un processus de con-
vergence absolue au profit de la convergence con-
vergence conditionnelle liée à l'imitation, générale-
ditionnelle et des clubs de convergence. Le modèle
ment moins coûteuse, par les pays moins dévelop-
de la croissance néoclassique traditionnelle génère
pés des innovations technologiques mises au point
à la fois l'hypothèse de la convergence condition-
dans les économies les plus développées.
nelle et l'hypothèse de club de convergence (Oded
Sur la base des considérations théoriques, des étu-
Galor, 1996).
des empiriques ont été réalisées sur la convergence
Au regard de la problématique de la présente étude,
réelle à l'intérieur de groupes de pays ou des ré-
à savoir la convergence des niveaux de vie en zone
gions de certains pays. Il ressort de ces travaux qu'il
UEMOA, l'hypothèse de convergence condition-
existe une corrélation partielle négative entre la
nelle semble la mieux indiquée pour étayer les fon-
croissance et le revenu initial à la fois au niveau des
dements de notre analyse. Les pays de l'UEMOA
échantillons des pays et des régions. Au niveau na-
qui sont semblables à tous les égards, à l'exception
tional, la convergence est typique de nature condi-
de leur niveau initial de rendement par habitant, se-
tionnelle. Pour la plupart des échantillons, les pays
raient amenés à converger les uns vers les autres.
moins développés tendent à croître plus vite que les
Ce qui signifie que ces pays, semblables dans leurs
caractéristiques structurales2 convergeraient vers le
même équilibre d'état fort, si leurs niveaux de ren-
1 Cette propriété découle de l'hypothèse des rendements décroissants du capi~
selon laquelle les économies qui ont moins de capital par tête tendent à aVOir
dement initiaux par habitant étaient aussi sembla-
des taux de rendement de capital et des taux de croissance de revenu par tête
bles.
plus élevés (Barro et Sala-I-Martin, 1996).
La référence à l'hypothèse de convergence condi-
2 On distingue par ailleurs l'hypothèse de convergence absolue et l'h~thèse
de club de convergence. Dans la première hypothèse, le revenu par habitant des
tionnelle nous conduit à voir, dans le paragraphe
pays converge vers les autres et vis versa à long tenne ind~darnment d~
leurs conditions initiales. Dans la seconde, le revenu par habitant des PlIYs qUI
suivant, le comportement du PIB par tête dans les
sont identiques dans leurs caractéristiques structurales converge vers les au~
et ce, vis versa à long tenne pourvu que leurs conditions initiales soient ausSI
pays de l'UEMOA.
semblables. (Oded Galor, 1996)
Revue du CAMES· Nouvelle Série B, Vol. 007 N° 1-2006 (1er Semestre)
107
2. Les données sur les niveaux de vie des pays de
l'UEMOA
Les données sur les niveaux de vie dans les pays de
l'UEMOA sont relative aux taux de croissance du
PIB par tête.
L'analyse de l'évolution des taux de croissance du
PIS réel par tête ou par habitant diffère selon les
pays de la zone sur la période considère 1980 - 2000,
comme l'indique les graphiques ci-après.
Graphique N°l: Evolution des taux de croissance du PIS réel par habitant
des Pays de l'UEMüA de 1981 à 2000.
1)1-r-----------,
1 Barro (1991); Barro et Sala-I-Martin (1991); Canova et Marcet (1995);
Mankiw, Romeret Weil (1992).
, Les caractéristiques structurales sont définies par la technologie, les préféren-
ces, la croissance de la population, la politique gouvernementale, la structure
du marché...
108
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, Vol. 007 N° 1-2006 (1er Semestre)
Sciences sociales et humaines
---------------------------
L'analyse graphique pennet de dégager deux
Ainsi. le Sénégal connaît des fluctuations au
grandes tendances illustrant les évolutions con-
niveau du taux de croissance du revenu par tête
tradictoires des taux de croissance du PIB réel
qui était de -5% en 1981 et 10% en 1983 avant
par tête selon les espaces nationaux.
de chuter à -8% en 1984. On note les mêmes
tendances en Côte d'Ivoire où ce taux était de-
La première tendance regroupe le Bénin, le
6% en 1983 avant d'amorcer une légère aug-
Burkina Faso, le Mali et la Guinée Bissau.
mentation à partir de 1984. A partir de cette date
S'agissant des deux premiers pays cités, on
jusqu'en 1993, le pays a vu son revenu par tête
constate une tendance à la baisse du taux de
diminuer en raison de la récession économique.
croissance du PIB réel par tête jusqu'en 1993,
après une phase d'augmentation en 1985. A
Au total, on peut faire remarquer que l'année
partir de 1994, on enregistre une légère accélé-
1994 est celle où tous les pays ont accusé des
ration du revenu réel par tête du fait de la re-
taux de croissance ru revenu par tête relative-
prise économique due à la dévaluation. Quant
ment élevé. Cela s'explique par la reprise éco-
au Bénin et à la Guinée Bissau, on remarque
nomique consécutive à la dévaluation du fCFA
une quasi - stationnarité du revenu par tête dont
et la bonne tenue des cours des matières pre-
les taux de croissance enregistrent des phases
mières agricoles et minières.
successives de hausse et de baisse autour de
zéro. Dans cette dynamique de croissance, le
L'analyse de l'évolution des taux de croissance
Bénin va connaître une hausse régulière à par-
du PIB réel par tête montre que les pays de
tir de 1997 jusqu'en 2000. Par ailleurs, le taux
l'UEMOA ont des caractéristiques semblables.
de croissance du PIB réel par tête de la Guinée
Il conviendrait alors de vérifier empiriquement
Bissau révèle, après une tendance à la baisse en
l'hypothèse de convergence conditionnelle dans
1998 (-30%), une hausse régulière jusqu'en
cette zone.
2000.
II - L'ESTIMATION
ECONOMETRIQUE DES NIVEAUX DE VIE
La deuxième tendance, concernant la Côte
EN ZONE UEMOA
d'Ivoire, le Niger, le Sénégal et le Togo, est mar-
quée par une baisse globale de leurs revenus
L'analyse empirique de la convergence des ni-
veaux de vie va concerner l'estimation
par tête. Al' analyse, on enregistre une baisse
économétrique et l'interprétation des résultats.
du taux de croissance du revenu par tête d' en-
viron 20% au Niger et au Togo, respectivement
en 1984 et 1993. Par ailleurs, à partir de 1992,
1. La Présentation du Modèle
le revenu par tête nigérien a suivi une nette pro-
Le modèle a estimer est une équation de conver-
gression pour se situer à 5% en 1997. On re-
gence de Barro (1991) complétée par Philippe
trouve les mêmes caractéristiques au Togo, sauf
(1997). La variable expliquée est le taux de crois-
que le revenu togolais atteint un taux de crois-
sance du PIB par tête. Les variables explicatives
retenues sont, respectivement le PIB par tête en
sance de plus de 10% avant d'évoluer de ma-
1960, la part de la population scolarisée dans le
nière irrégulière. AI' instar du Niger et du Togo,
secondaire pour l'année 1960 et la part moyenne de
on constate une évolution contrastée du revenu
l'investissement dans le PIB. Ces deux dernières
réel par tête en Côte d'Ivoire et au Sénégal.
variables sont prises en valeur logarithmique.
D'autres variables explicatives telles, la part
Revue du CAMES ~ Nouvelle Série B. Vol. 007 N° 1-2006 (l"r Semestre)
109
_ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ Sciences sociales et humaines
moyenne des dépenses publiques en pourcentage du PIB et la part moyenne des importations et des expor-
tations dans le PIB, sont également prises en compte dans le modèle.
Par ailleurs. l'échantillon de notre étude comporte 8 pays de l'UEMOA. La période d'estimation se situe
entre 1980 à 2000. L'équation de convergence utilisée est identique à celle de Philippe~ à l'exc~ptio~ ~e.l~
période d'observation et de l'année de référence. Ceci obéit essentie!le~ent à ~~ contramte ~e dlspon~blhte
de données pour les années antérieures concernant les 8 pays de 1 UnIon. Amsl, notre modele se presente
comme suit :
La variable pibh représente le taux de croissance du
stationnarité des variables. C'est pourquoi, nous
PIB par tête du pays i entre 1980 et 2000. C'est
avons recours au test de Dickey Fuller (1976) Aug-
notre variable endogène. Ensuite, nous avons les
menté (ADF test). Il permet d'extraire l'influence
variables explicatives représentées par lpibh qui est
du temps sur l'évolution normale des variables. En
le logarithme du PIB par tête en 1980, lst le loga-
effet, pour que notre étude ait un sens pour la prévi-
rithme de la part de la population du pays i scolari-
sion, il faut que le processus de régularité dans les
sée dans le secondaire en 1980, lipib le logarithme
valeurs passées de la série présente une certaine sta-
de la part moyenne sur la période de l'investisse-
bilité ou un certain degré d'invariance au cours du
ment dans le PIB, gpib la part moyenne des dépen-
temps
ses publiques en pourcentage du PIB et enfm opib
la part moyenne des importations et des exporta-
Par ailleurs, nous avons procédé au test de Fisher
tions dans le PIB.
pour constater la présence ou non d'effets spécifi-
ques individuels. L'effet peut être fixe ou aléatoire.
Les chiffres utilisés sont issues essentiellement de la
Si l'effet spécifique est fixe, on conclue que l'on est
base de données de la BAD (Banque Africaine de
en présence d'un modèle à effet fixe. Dans le cas
Développement).
contraire, nous procédons à une estimation d'un
modèle à effet aléatoire. Ainsi, l'on peut faire un
L'estimation économétrique sur données de panel,
arbitrage en recourant au test de Hausman (1978)
puisqu'il s'agit de huit pays observés sur 21 ans,
ou au test de Breusch-Pagan (1979) sur données de
introduit une méthode particulière. Nous avons uti-
panel. Enfin, le test de coïntégration de Johansen
lisé, à cet effet, le test de racines unitaires indivi-
avec le logiciel RATS va rendre compte de la rela-
duelles ( par variable et par pays) grâce au logiciel
tion de dynamique de long terme entre les différen-
Evie~s.. Ce test permet de mettre en relief la
tes variables du modèle.
110
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, Vol. 007 N° 1-2006 (1 er Semestre)
_ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ Sciences sociales et humaines
2. Les résultats du modèle et leur interprétation.
Nous présentons les résultats sous forme de tableaux et leurs interprétations qui suivent.
Tableau nO 1 : Test de Racines Unitaires (ADF test) à partir de Eviews 3.1
Pays
pibh
Iipib
gpib
opib
Bénin
-9.203
-4.75 3
-4.743
-14.103
Burkina Faso
-3.84b
-6.043
-6.093
-4.293
a : significativité à 1%
Côte d'Ivoire
-2.86c
-6.463
-5.083
-32.21 3
b : significativité à 5%
Guinée Bissau
-4.203
-4.523
-3.973
-1.31
c : significativité à 10%
Mali
-3.83 b
-2.85c
-3.873
-3.24b
Niger
-7.65 3
-4.473
-4.143
-4.073
Sénégal
-3.923
-3.38 b
-5.03 3
-4.543
Togo
-12.803
-3.21 b
-4.203
-14.103
Ce test de Dickey-Fuller Augmenté a été fait sur le logiciel Eviews. Les différentes valeurs du tableau sont
obtenues sur la base du ADF test avec intercep et elle sont toutes en différence première.
Le tableau n° 1 rend compte des variables qui obéissent à un processus de régularité dans les valeurs passées
des séries à 1%. 5% et 10%. Nous pouvons donc admettre la stabilité ou l'invariance au cours du temps. En
d'autres termes, nous concluons que les variables suivent un processus stationnaire.
Pour déterminer l'existence ou non d'effet spécifique, nous procédons au test de Fisher sur données de panel.
Il suppose, comme hypothèse nulle (Ho) l'absence d'effets spécifiques. Si cette hypothèse est rejetée. le
modèle est soit à effets fixes, ou à effets aléatoires. Dans le cas contraire, nous sommes dans la logique d'un
modèle à effets communs.
Tableau n02 : Test de Fisher à partir du logiciel STAT A.7
Nature du test
F(7. 157)
Prob>F
F Test that all u i = 0
1.31
0.2486
Le tableau n02, relatif au test de Fisher, permet d'accepter l'hypothèse nulle Ho. En d'autres termes. on
conclut qu'il n'y a pas d'effets spécifiques a chaque pays de l'UEMOA. Il n'est cependant plus nécessaire
pour nous de faire une estimation d'un modèle a effets fixes encore moins d'un modèle a effets aléatoires.
Ces résultats se confirment. même avec le test de spécification de Hausman, (voire annexe). Il admet comme
hypothèse nulle l'absence d'effets aléatoires. Elle est acceptée car la statistique de Hausman nous donne
comme résultats Prob>chi2 = 0.2837
Avant de procéder à l'estimation du modèle à effets communs dont les résultats sont consignés dans le
tableau n04, vérifions la présence ou non d'autocorrélation des erreurs dans notre série. Le test de référence
est celui d'autocorrélation d'ordre 1 de Baltagi-Li (1997).
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, VoL 007 N° 1-2006 (1'" Sem~tre)
UI
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
Sciences sociales et humaines
Les résultas du test effectué sont consigné dans le tableau n03.
Tableau nO 3 : Test de Détection d'Autocorrélation à partir du logiciel STATA.7
SeriaI Correlation
LM (rho = 0)
0.01
Prob > chi2 (l)
0.9100
ALM (rho = 0)
0.08
Prob > chi2 (l)
0.7731
Le tableau ci-dessus a été conçu dans l'esprit du test de Baltagi-Li. La valeur de rho = 0 est caractéristique
de la statistique de Durbin - Watson. En effet, la valeur du DW, attestant de l'absence d'autocorrélation,
est égale à 2. 1 Le test admet comme hypothèse nulle Ho, l'absence d'autocorrélation des erreurs. Les
résultats, au regard de la probabilité supérieure à 5%, nous recommandent d'accepter l'hypothèse nulle.
On conclue dès lors que notre modèle comporte des série ou l'erreur de mesure commise sur une variable
est indépendante de l'erreur précédente.
Après avoir procédé aux vérifications des hypothèses fondamentales précitées ci-dessus, nous pouvons
maintenant estimer notre modèle explicité dans l'équation (1).
Tableau nO 4: Résultats de l'Estimation de l'Equation de Convergence sur STATA. 7
Pibh
Coef.
Std. Err.
t
p>lt\\
[95% Conf. Interval]
lipib
-0.33
0.72
-0.47
0.643
-1.77
1.10
lst
-0.35
0.75
-0.47
0.637
-1.84
1.13
gpib
-0.14
0.06
-2.27
0.024
-0.27
-0.01
opib
-2.54
2.10
-1.21
0.230
-6.70
1.62
lpibh
-0.86
1.16
0.75
0.457
-3.016
1.43
cons
2.74
3.66
0.75
0.455
-4.48
9.96
Nombre d'obs = 168
RootMSE
= 5.6468
F(5, 162)
= 1.44
R-squared
= 0.0426
Prob>F
= 0.2118
Adj R-squared
=0.0131
1 La statistique de Durbin-Watson est : 2'1. On comprend que si t = 0, alors le DW est égale à 2. On dit qu'il y a absence d' auotcorrélation.
112
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, Vol. 007 N° 1-2006 (10r Semestre)
Sciences sociales et humaines
---------------------
Le tableau n04 regroupe les principaux résultats de
qui peut rassurer les bailleurs de fonds et les inves-
l'estimation du modèle à effets communs.
tissements étrangers dont la participation effective
et massive pourrait renforcer la croissance des pays
Avec 168 observations, on a une valeur de la statis-
de l'UEMOA. Car le renforcement de la croissance
tique de Fisher égale à 1.44. Cette dernière nous
exige, outre les facteurs de production communau-
renseigne en principe sur la significativité globale
taires, la participation effective et massive du capi-
du modèle. Ainsi nous pouvons conclure que le
tal privé étranger.
modèle est globalement satisfaisant. Cependant, la
valeur du coefficient de détermination ajusté
BIBLIOGRAPHIE
(0.0131) pourrait paraître curieux. Il est, générale-
ment, admis que lorsqu'il tend vers l'unité, le mo-
1. BARRO, (R.J.), 1991. «Economic Growth in a
dèle a un fort pouvoir explicatif. Mais, en matière
Cross Section of Countries », Quarterly
de régression sur données de Panel, le R2 est très
Journal ofEconomies, 106,2 (May),
souvent faible. Et dans ce cas, sa valeur n'est tou-
407-443.
jours pas représentative du pourcentage de la va-
riance de la variable endogène qui est expliquée par
2. BARRO, (R.J.), 2000. « Les Facteurs de la
le modèle.
Croissance Economique: Une Analyse
Transversale
par
Pays. »,
Aussi, notons que toutes les variables explicatives
Massashusetts Institute ofTechnologie, Economica.
du modèle ont un coefficient négatif, en particulier
celui de la variable lipib. Cette dernière représente,
3. BARRO, (R.J.) et SALA-I-MARTIN, (X.),
rappelons-le, la part moyenne de l'investissement
1991.' « Convergence across State and
dans le PIB. Son coefficient négatiftraduit, en effet,
Regions », Brookings Papers on
qu'il y a convergence des niveaux de vie dans les
Economie Activity, nO 1, 107-182.
pays de l'UEMOA. Ce qui nous amène à soutenir
qu'à l'exception de leur niveau initial de rendement
4. BARRO, (R.J.) et SALA-I-MARTIN.X (1992),
par habitants, les pays de l'union convergent les uns
« Convergence », Journal of Political
vers les autres. En d'autres termes, ces derniers con-
Economy, 100,2 (April), 223-251.
vergent vers le même état régulier.
5. BARRO, (R.J.) et SALA-I-MARTIN,(X.),
Comme on peut s'en apercevoir, les caractéristiques
1995. <<Economie Growth », New York:
semblables des Etats membres de l'union, liées à
Mc Grow-Hill.
l'évolution des taux de croissance du PIB réel par
tête, se confirment. Empiriquement, l'hypothèse de
convergence conditionnelle, dans cette zone, est
6. BARRO, (R.J.), et SALA-I-MARTIN, (X.),
vérifiée par le signe de la variable lipib.
1997.« Technological Diffusion,
Convergence,
and
Growth »,
Journal ofEconomie Growth 2, 1 (March),
CONCLUSION
1-27.
7. BREUSCH, (T.S.) et PAGAN, (A.R.), 1979.
De ce qui précède, on constate que la convergence
« A simple Test for Heteroscedasticity and
des niveaux de vie au sein de l'UEMOA pourrait
Random Coefficient Variation »,
constituer un moyen efficace pour lutter contre la
Economica, 47, pp 1287-1294.
pauvreté et les difficultés économiques et financiè-
res.
8. DE LA FUENTE, (A.), 2002.« On The Sour-
ces of Convergence: A Close Look at the
Pour y parvenir, les pays de l'union doivent adopter
Spanish Regions », European
une véritable volonté politique en vue de minimiser
Economie Review, 46, p 569-599.
les conflits socio-politiques, source de blocage du
processus de croissance.
9. DELONG, (J.B.), 1988. « Productivity Growth,
Les efforts engagés en matière d'harmonisation des
Convergence, and Welfare :
politiques économiques doivent se poursuivre. Ce
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, Vol. 007 N° 1-2006 (1er Semestre)
113
_ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ Sciences sociales et humaines
Comment », American Economic
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10. DESDOIGTS, (A.) 1997. « Vers une Conver-
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Sein de la Communauté Economique et
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13. EKOMIE, (J.J.), 2001. « Convergence et
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114
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, Vol. 007 N° 1-2006 (1'" Semestre)
Sciences sociales et humaines
------------------------
ANNEXES
ANNEXE 1: Test de Fisher
--------------r----------------------------------------------------------------
sigma_u 1 2.4478146
sigma_e 1 5.5754594
rho 1 .16160176 (fraction of variance due to u i)
F test that ail u i=O:
F(7, 157) =
1.31
Prob > F =0.2486
ANNEXE 2 : Test de Détection de l'Autocorrélation
1 - Syntaxe du Programme sur STATA.7: xttestl
Tests for the error comp<ment mode!:
pibh[ident,t] = Xb -r u[ident] + v[ident,t]
v[ident,t] = rho v[ident,(t-l)] + e[ident,t]
Estimated results:
Var
sd = sqrt(Var)
---------+-----------------------------
pibh 1 32.30913
5.684112
el 31.08575
5.5754594
u 1 .9076077
.95268448
Tests:
Random Effects, Two Sided:
LM(Var(u)=O)
= 0.27 Pr>chi2(1) = 0.6015
ALM(Var(u)=O)
= 0.34 Pr>chi2(1) = 0.5581
Random Effects, One Sided:
LM(Var(u)=O)
=
-0.52 Pr>N(O,I) = 0.6992
ALM(Var(u)=O)
-0.59 Pr>N(O,l) = 0.7209
Seriai Correlation:
LM(rho=O)
= 0.01 Pr>chi2(l) = 0.9100
ALM(rho=O)
= 0.08 Pr>chi2(l) = 0.7731
Revue du CAMES - Nouvelle Série B, Vol 007 N° 1-2006 (1er Semestre)
U5
- - - - - - - - - - - - - - - - -
Sciences sociales et humaines
ANNEXE 3 : Test de Spécification de Hausman
Syntaxe du Programme sur STATA.7: xthaus
Hausman specification test
---- Coefficients ----
Fixed
Random
pibh 1
Effects
Effects
Difference
-------------1---------------------------------
_
lipib
-.7980925
-.489019
-.3090734
1
gpib 1
-.1130386
-.1456796
.032641
opib 1 -9.990559
-3.374979
-6.615581
Test: Ho: difference in coefficients not systematic
chi2( 3) = (b-B)'[SI\\(-l)](b-B), S = (S_fe - SJe)
3.80
Prob>chi2 =
0.2837
ANNEXE 4 : Résultat de la Régression du Modèle de Convergence
1-
Syntaxe du programme sur STATA.7: reg pibh lipib lst gpib opib lpibh
Source 1
SS
df
MS
Number of obs =
168
-------------1-
------------------------------
F( 5, 162)
1.44
Modell 229.980301
5
45.9960602
Prob> F
= 0.2118
Residuall 5165.64364
162
31.8866891
R-squared
= 0.0426
-------------1-
------------------------------
Adj R-squared = 0.0131
Total
5395.62394
167 32.3091254
Root MSE
1
=
5.6468
pibh 1
Coef.
Std. Err.
t
P>ltl
[95% Conf. Interval]
-------------1- ----------------------------------------------------------------
lipib
-.3392573 .7295739
-0.47
0.643
-1.779958
1.101444
1
lst
-.3552744
.752397
-0.47
0.637
-1.841045
1.130496
1
gpib 1 -.1494887 .0657638
-2.27 0.024
-.2793535 -.0196238
opib 1 -2.543622 2.109217
-1.21
0.230
-6.708725
1.621481
lpibh 1 -.8676617 1.163985
-0.75 0.457
-3.1662
1.430877
_cons 1 2.740678 3.660616
0.75
0.455
-4.487998
9.969354
116
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