V.2.1– Régression du modèle de la rentabilité par rapport au fond propres (ROE)

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L’usage des MCG a pour but de corriger le problème de l’autocorrélation et de l’hétéroscédasticité afin d’estimer la rentabilité bancaire des fonds propres, la rentabilité bancaire d’actif et leurs variables exogènes. Les résultats sont conciliés dans les tableaux ci-après.

V.2.1.1– Résultat sur la rentabilité des fonds propres

Ce résultat (voir tableau 1 annexe 2) est présenté dans le tableau suivant :

Tableau 9 : résultats de la rentabilité bancaire des fonds propres et ses déterminants

Résultats de la rentabilité bancaire des fonds propres et ses déterminants

Source : Auteur, à partir de STATA

**= significativité à 1% ; ***=significativité à 10%

Au regard de ce tableau, on peut constater que la rentabilité bancaire par rapport au fonds propres est influencée négativement et positivement par ses déterminants. La relation négative lie la rentabilité bancaire au ratio total crédits sur total dépôts d’une part et d’autre part les crédits et les dépôts. L’autre relation lie positivement la rentabilité bancaire aux fonds propre net, les dépôts privés sur total dépôts, au ratio fonds propres sur total actif, au total actif et au ratio des réserves liquides sur l’actif de banque.

Le coefficient des dépôts bancaires (-0.0000273) est très faible et négatif, contraire au signe attendu et non significatif. Ceci montre qu’il ya une relation négative entre les dépôts bancaires et la rentabilité bancaire (ROE).

De même le coefficient des crédits bancaires (-0.0001542) est négatif contrairement au signe attendu et significatif à 10% et permet de dire que les CBANC influencent négativement la rentabilité bancaire des fonds propres.

Cette situation peut être due au fait que les crédits bancaires sont considérés comme étant la transformation des dépôts de la clientèle et non pas seulement des fonds propres. Ce résultat a été trouvé par Nasser, (2003).

Cette même explication tient aussi avec la variable RTCSTD dont le coefficient est négatif (-126.1769) et significatif à 10%. Que ce soit pour les dépôts ou les crédits, de tels résultats ont été trouvé par Demirgüç-Kunt & Huizinga (1999)(6) et Nasser, (2003).

Pour La variable fonds propres net, on constate que les fonds propres net contribuent positivement (+0.0004475) à la rentabilité avec un degré de significativité de 1%. Il en va de même pour la variable FPSTA dont le coefficient (+0.3291626) est positif comme attendu mais non significatif. Pour Raoudha et al,( 2008), les banques bien capitalisées peuvent accéder aux fonds à de meilleures conditions car elles sont considérées comme moins risquées. Plus ce ratio sera élevé, moins la banque est risquée et plus la rentabilité de la banque sera faible.

Le coefficient (+2.294563) du ratio des réserves liquides sur actif bancaire est positif comme attendu, il est significatif à 1%. Ce résultat confirme ceux trouvé par plusieurs auteurs à l’instar de Raoudha et al( 2008) qui concluent que les banques domestiques affichent une activité de transformation rentable, de Guru et al (2002)(7) On peut l’expliquer par la constitution des réserves obligatoires par les banques, par le respect des normes de liquidité de la règlementation bancaire édictée par la COBAC et aussi par son évolution au cours du temps.

Le coefficient de la variable TA (+0.0000238) qui est une variable qui mesure la taille de la banque s’avère positif comme prévu, mais non significatif.

La relation entre la taille et la profitabilité est supposée être non linéaire (Athanasoglou et al (2008))(8). Le total actif sera mesuré par le Logarithme TA.

Demirguc-Kunt et Huizinga (1999) ont utilisé le total actif comme mesure de la taille d’une banque et ont montré qu’il a un impact positif et significatif sur les marges d’intérêt.

En ce qui concerne la variable DPTD, son coefficient est positif (+0.0700445) et non significatif. Ce ratio permet de mesurer la structure des dépôts bancaires. Si ce ratio est élevé alors la rentabilité l’est aussi et s’il est plutôt faible, la rentabilité est faible. Ce qui justifie le signe positif ou négatif attendu qui s’est avéré positif.

V.2.1.2- Résultat du modèle de mesure de la rentabilité des actifs bancaires

Il est présenté dans le tableau ci-après. Ce tableau présente les variables et leurs coefficients respectifs (voir tableau 1 de l’annexe 3).

Tableau 10 : résultats entre la rentabilité bancaire des actifs et ses déterminants

Résultats entre la rentabilité bancaire des actifs et ses déterminants

Source : Auteur, à partir de STATA

**= significativité à 1% ; ***=significativité à 10%

Les données de ce tableau font constater que la rentabilité bancaire est liée positivement et négativement à ses déterminants.

Le coefficient des dépôts bancaires (-1.55e-06) étant contraire au signe attendu et non significatif, cette situation montre tout simplement que la rentabilité bancaire ne dépend pas toujours des dépôts collectés mais plutôt du ratio des réserves liquides sur actif dont le coefficient (+0.1006643) est positif comme attendu et significatif à 1%, des fonds propres net (+0.000012) dont le coefficient est positif comme attendu et significatif à 10%.

De même le coefficient de la variable FPSTA est positif comme prévu (+0.012863) mais non significatif. Dans la littérature, des auteurs ont trouvés le même résultat à l’instar de Raoudha et al, (2009) qui affirment que si les fonds propres constituent une source de fonds plus chère que les dépôts, une hausse des capitaux propres peut augmenter le coût du capital de l’établissement bancaire qui serait amené à établir une marge plus élevée. Ils rappellent qu’une augmentation des fonds propres peut affecter positivement la rentabilité bancaire non seulement à travers la hausse du coût moyen pondéré du capital, mais aussi par l’accroissement du risque induit par l’extension du portefeuille à des actifs productifs de gains importants. Ceci pour arriver à la conclusion que lorsque le ratio capitaux propres/total des actifs est élevé, la rentabilité est faible et inversement.

Quant aux crédits bancaire dont le coefficient est négatif (-3.21e-06) c’est-à-dire contraire au signe attendu et non significatif, on peut tenter d’expliquer cette situation par le fait que l’une des principales sources de rentabilité bancaire est l’arbitrage entre le taux d’intérêt débiteur et le taux d’intérêt créditeur. Car les crédits sont une transformation de l’épargne de la clientèle sous forme de dépôts à vue, dépôts à terme, bon de caisse, etc. Raoudha et al, 2009 Nasser, (2003) trouvent un résultat similaire.

De même, le coefficient de la variable total crédit sur total dépôts s’est avéré négatif (-9.129399) et significatif à 1%. Cette variable mesure la liquidité
de la banque, puisqu’il relie la gestion de la liquidité à la performance bancaire.

Ce ratio compare les actifs illiquides (les crédits) à la principale source de financement stable (les dépôts). Ainsi, plus ce ratio est faible, plus la banque est considérée liquide et inversement. Ce résultat est contraire à la majorité des résultats des travaux faits dans ce sens qui montrent pour la plus part un lien positif entre le ratio total crédits / total dépôts (Raoudha et al, 2009). Dans le cas du Cameroun ce résultat peut être appréhendé par la situation surliquide des banques commerciales, avec le faible niveau de transformation des dépôts en crédits depuis quelques années. C’est ainsi qu’on conclu que plus le ratio total crédits/total dépôts diminue, moins la banque est rentable.

Le coefficient de TA (-1.15e-07) est négatif et non significatif. Cette variable a été utilisée par plusieurs chercheurs pour mesurer la taille de la banque. Les résultats obtenus ont montré qu’il ya une relation positive et négative entre le total actif et la rentabilité bancaire. Dans notre cas nous obtenons un résultat négatif qui rejoint ceux de Raoudha et al (2008) qui trouve une relation négative entre les banques étrangères et la rentabilité en France. Il précise que ceci peut s’expliquer par le fait que les banques domestiques, spécialisées en banque de détail, ont plus la possibilité d’accorder un volume important de prêts ainsi que la facilité d’accès au marché des produits que les banques étrangères. De même que Guru et al (2002), Pasiouras et Kosmidou (2007) cité par Raoudha, ont dégagé un effet négatif et significatif de la taille sur la rentabilité des banques européennes, et ce pour les deux catégories de banques (banques domestiques et banques étrangères). Ce résultat peut être expliqué par le fait que ayant connu une crise du système financier, les banques camerounaises sont plus adverses au risque de défaut des emprunteurs de manière à ne plus jouer correctement son premier rôle qui est celui de prendre aux uns pour financer les autres si bien que le stock de liquidité constitue désormais un problème pour les banques. Car lorsque le total des actifs est élevé la rentabilité bancaire augmente.

Les résultats de différentes estimations présentés en annexes qui ont été sortis à l’aide du logiciel STATA sont assez proches. Le test de Fisher indique que les modèles sont globalement significatifs jusqu’au seuil de 1% (Prob > F = 0.0000). La qualité de l’ajustement est moyennement acceptable, puisque le modèle d’estimation de la rentabilité des fonds propres (ROE) explique 62,27% à 57,16% et celui de la rentabilité de l’actif (ROA) expliquent 62,11% à 56,97% de la variance totale, respectivement coefficient de détermination et coefficient de détermination ajusté. Cela signifie qu’il existe certaines variables, notamment économiques qui apporteraient une explication au taux de rentabilité en dehors des facteurs utilisés.

6 Cité par Nasser, 2003 dans « les déterminants de la profitabilité des banques dans l’UEMOA : une Analyse sur données de panel »
7 Cité par Raoudha et al 2008
8 Tiré de l’article de Raoudha et al, 2009

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