CRISES SÉCURITAIRES ET MOBILISATION DES RECETTES FISCALES EN RÉPUBLIQUE DÉMOCRATIQUE DU CONGO

International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing ISSN (2788-7189) Int. J. Fin. Acc. Eco. Man. Aud. 7, No.4 (October-2025) This work is licensed under a Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivatives 4.0 International License. http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 363 https://doi.org/10.5281/zenodo.17265068 CRISES SÉCURITAIRES ET MOBILISATION DES RECETTES FISCALES EN RÉPUBLIQUE DÉMOCRATIQUE DU CONGO Par NEEMA HABAMUNGU Prisca Auditrice au Programme de Master en Fiscalité à l’ISC Goma Domaine: Sciences économiques et de gestion Option: Fiscalité ISC-GOMA/RDC Résumé : Cet article révèle que, conformément à l'intuition, les conflits armés ont un impact soit positif ou soit négatif et significatif sur la mobilisation des recettes fiscales en République Démocratique du Congo (RDC). En s'appuyant sur la théorie de la fiscalité optimale et de la mobilisation des recettes, les modèles économétriques dont les estimateurs ARDL fournissent des résultats montrant que malgré les crises sécuritaires, les recettes fiscales en RDC ont augmenté à court terme et diminuer à long terme, ce qui corrobore les travaux empiriques antérieurs. Pour consolider cette dynamique, des recommandations politiques incluent l'assainissement de l'environnement institutionnel et l'exploitation des potentialités des nouvelles technologies de l'information et de la communication. Mots-clés : Recettes fiscales, conflit armé, impact, mobilisation, ressource, PIB Abstract: This article reveals that, as expected, armed conflicts have either a positive or a negative and significant impact on tax revenue mobilization in the Democratic Republic of Congo (DRC). Drawing on the theory of optimal taxation and revenue mobilization, econometric models with ARDL estimators provide results showing that despite security crises, tax revenues in the DRC increased in the short term and decreased in the long term, which corroborates previous empirical work. To consolidate this dynamic, policy International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 364 recommendations include cleaning up the institutional environment and leveraging the potential of new information and communication technologies. Keywords : Tax revenue, armed conflict, impact, mobilization, resource, GDP I. INTRODUCTION Depuis Adam Smith (1776), suivi de Jean Baptiste Say (1767-1832) et J.A. Dupuis (1844), l'idée que la surcharge fiscale est à l'origine du ralentissement de l'activité économique a été défendue. Arthur Laffer (1974) a noté que la hausse significative de la fiscalité aux ÉtatsUnis entre 1916 et 1921 était marquée par des taux progressifs allant de 7% à 77%. Bien que les taux aient augmenté, les revenus fiscaux sont restés pratiquement stables. Ainsi, des taxes plus importantes ont un impact dépressif sur l'action des acteurs économiques (Kelly, 2002) d’après la théorie selon laquelle « trop d'impôt, pas d'impôt ». Cette théorie formalise le lien selon lequel une hausse du taux d'imposition entraîne d'abord une augmentation des recettes fiscales jusqu'à atteindre un sommet à 50% ; avant de décroître progressivement pour finalement s'annuler au taux d'imposition maximal de 100% (Laffer, 1974). Bien que l'augmentation des taux d'imposition puisse être un des éléments pouvant influencer les recettes fiscales d'un État, l'observation montre que les conflits internes et externes poussent généralement les parties concernées à intensifier la collecte de fonds pour couvrir leurs dépenses militaires (Addisson et al., 2002). Dans ce sens, les dépenses en sécurité peuvent influencer de manière négative ou positive la capacité à mobiliser des revenus fiscaux. L'espoir d'un apaisement des tensions internationales a été ravivé par la fin de la guerre froide (Olo et Onana, 2020). Néanmoins, les conflits traditionnels entre nations ne sont pas éteints, mais ont connu une baisse significative (Olo et Onana, 2020) après la guerre froide. Par conséquent, en Asie, des frictions constantes existent encore entre l'Inde et le Pakistan concernant la province du Cachemire ou entre les deux Corées, ainsi qu'entre la Chine et Taïwan. Au Moyen-Orient, la question israélo-palestinienne demeure un facteur significatif de conflits (Olo et Onana, 2020). Les attaques terroristes du 11 septembre 2001 sur le territoire américain ont signalé l'émergence de différents groupes terroristes à l'échelle mondiale. On estime, en Afrique, que les confrontations entre États aient bien diminué mais que les affrontements à l'intérieur des États, ou guerres civiles, se multiplient de plus en plus (Olo, 2020) découlant de revendications religieuses, ethniques, politiques ou économiques. Il ‘ y a aussi d'autres formes d'affrontement, plus diffuses, mettant en jeu de petits groupes à peine organisés, équipés d'armes légères (Olo, 2020). International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 365 D'après les estimations du Fonds Monétaire International, en 1985, 22,5 % du PIB de l'Angola et du Mozambique était attribué à des dépenses militaires. En Éthiopie, le coût de la guerre contre l'Érythrée est estimé à un million de dollars par jour. Durant la durée totale du conflit, le taux de croissance a constamment affiché des résultats négatifs, se chiffrant à -1,6 % en Angola, -0,4 % au Burundi, -0,4 % au Mozambique et -3,2 % en Sierra Leone (Diarra, 2012). Veneiris et Gupta (1986), Barro (1991), Barro et Jin (2011), Alessina et Perotti (1993), Alesina et al. (1996) ainsi que Rodrick (1996) ont tous démontré, à travers diverses méthodologies et données, un lien négatif entre les conflits armés d'une part, et la croissance ou l'investissement d'autre part. Pour Addison et al. (2004), les conflits entravent le progrès financier en diminuant la confiance des acteurs dans la monnaie locale. La mobilisation des recettes fiscales en période des conflits armés à fait l’objet de travaux intenses qui peuvent être regroupés en deux catégories. Un premier groupe de travaux basés sur les expériences de certains pays en période de conflits considère que les conflits améliorent les recettes fiscales (Tilly, 1990 ; Downing ,1992 ; Ertman, 1997; Addison et al., 2004). En effet, selon ces auteurs, les conflits augmentent le désir des gouvernements de lever les recettes fiscales pour faire face aux coûts de la guerre, tandis que les conflits peuvent rendre les citoyens plus disposés à supporter les charges fiscales. Selon Tilly (1990), les conflits internes renforcent la capacité de mobilisation des recettes fiscales des États. Dans l’extension des travaux de Tilly, Besley et Persson (2014) ont montré que la part des pays utilisant des retenues à la source a doublé pendant la Seconde Guerre mondiale. Leroy (2007) explique qu'en temps de paix, les interventions publiques sont limitées par la réticence à payer l'impôt, alors que la guerre augmente la tolérance à l'impôt. En Amérique latine, Soifer (2015) a constaté que la prévalence des conflits a joué un rôle crucial dans l'extension de l'État au XIXe siècle, et Rodríguez (2016) constate que les élites colombiennes de Bogota ont commencé à soutenir le renforcement de l'État par de nouveaux impôts au début des années 2000, après plusieurs décennies de conflit interne. Le gouvernement du Sri Lanka avait entrepris une série de réformes en termes de mobilisation fiscale pour financer le budget de la défense, ce qui a entrainé une augmentation de plus d'un milliard de dollars américains des recettes fiscales par an avant les accords de paix avec les rebelles tamouls (FMI, 1999). Un second groupe de travaux trouve au contraire que les conflits ont un effet négatif sur la mobilisation des ressources fiscales (Gupta et al. 2002, Addison et al. 2004). Ces auteurs soulignent que les conflits peuvent détruire une partie de l’assiette fiscale et affaiblir l’efficacité International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 366 de l’administration fiscale. Dans cette logique, Ndikumana (2001) note qu'après l'éclatement d'un conflit armé dans deux pays d'Afrique, non seulement l'assiette fiscale s'est effondrée, mais l'administration fiscale a également été entravée. Par la suite, Boogaard et al. (2016), n'ont trouvé la preuve d’aucun impact positif des conflits civils sur la collecte des recettes fiscales. Aussi, Besley et Persson (2008) ont trouvé que les conflits internes ont un impact négatif sur la capacité de l'État à mobiliser les recettes fiscales. Dans une étude plus récente, Ndoricimpa (2021), trouve que les taxes sur les biens et services sont négativement associées aux conflits civils au Burundi alors que les conflits que connaissent les pays de la CEEAC depuis 2008 étant intra-pays, ont amené à l’analyse de la littérature afin de penser que ces conflits ne sont pas sources de mobilisation des recettes publiques, mais en constituent plutôt une entrave. La République Démocratique du Congo n’a pas été épargné par de conflits. En effet, ce pays connait de nombreux bouleversements au plan sécuritaire, politique et humanitaire depuis 1996. La situation sécuritaire demeure préoccupante dans l'Est de la RDC, marquée par des affrontements persistants entre groupes armés (WHO, 2025). Pour la WHO (2025), les conséquences de ces crises sont non seulement humanitaires et sociales, mais également économiques et financières. Toutefois, l'impact des conflits sur la collecte des recettes fiscales a été peu examiné en République Démocratique du Congo. Par conséquent, cette étude vise à analyser l'effet des crises de sécurité survenues dans ce pays depuis 1996 sur la collecte des recettes fiscales par le gouvernement central, selon le schéma de Addison et al. (2004), Gupta et al. (2002) ainsi que Diarra (2012) ont abordé ce sujet. Il est donc question si les crises sécuritaires améliorent ou entravent la mobilisation des recettes fiscales dans ce pays du centre de l’Afrique. Cet article se décline en trois sections : la première traite des considérations théoriques entre les conflits sécuritaires et la mobilisation des recettes fiscales, la deuxième présente la méthode choisie tandis que la troisième analyse les résultats obtenus. II. REVUE DE LA LITTÉRATURE II.1. Littérature Théorique Cette revue de littérature repose les facteurs de la mobilisation des recettes fiscales et sur la relation entre les crises sécuritaires et la mobilisation des recettes fiscales. Les recettes publiques, hors dons, sont composées de l’ensemble des recettes fiscales et non fiscales du gouvernement central et des collectivités locales (Ehrhart, 2011). Lotz et Morss (1967) tout comme Stotsky et Wold Mariam (1997)) soutiennent que les facteurs d’offre constituent une source imposable très importante. Pour ces chercheurs, il s’agit de la capacité International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 367 contributive des différents secteurs d’activités économiques tels que le commerce extérieure, l’agriculture, l’industrie, etc. Ainsi, Chelliah (1971) défend l’idée selon laquelle un niveau de développement ou de croissance économique plus élevé va de pair avec une capacité plus grande de payer et de collecter des impôts et ainsi une demande relative plus élevée de biens et services publics élastiques par rapport au revenu. Aussi, Wold Mariam (1997) affirme que dans les pays en développement, la part de l’agriculture en pourcentage du PIB est un déterminant néfaste de la mobilisation fiscale, car les petits agriculteurs sont notoirement difficiles à taxer et l’agriculture de subsistance ne génère pas d’importantes recettes. Par ailleurs, la littérature économique suggère que l’ouverture commerciale est un déterminant très important des recettes fiscales car Keen et Simone (2004) estiment que les recettes pourraient augmenter si la libéralisation du commerce se concrétisait par la tarification des quotas, l'élimination des exemptions, la réduction des crêtes tarifaires et l'amélioration des procédures douanières. Aussi, Rodrik (1998) souligne également qu'il existe une forte corrélation positive entre l'ouverture commerciale et les recettes fiscales par le canal des importations incompréhensibles. La suite de la littérature soutient que la monétisation de l'économie est facteur d’offre très important pour le recouvrement des recettes fiscales car la masse monétaire engendre un effet positif sur le niveau de la mobilisation fiscale via le canal d’investissement (Tanzi (1992). Même si très peu d'études ont été entreprises pour analyser les déterminants sociodémographiques des recettes fiscales dans différents pays, Piancastelli (2001) souligne que l’éducation est un facteur social important de la mobilisation des recettes fiscales meme si Pessino et Fenochietto (2010) affirment que l'effet de l'éducation sur le respect des obligations fiscales reste ambigu. En outre, la conformité volontaire des contribuables augmente avec la qualité de l’offre publique. En effet, Davoodi et al (2007) suggèrent que les dépenses publiques dans les secteurs d’éducation, la santé et la justice ont une incidence sur la conformité fiscale des contribuables qui voient leurs besoins sociaux sont bien répandus. Aussi, Bahal (1971) révèle que la croissance de la population engendre un effet défavorable sur le recouvrement des impôts lorsque Ansari (1982) souligne que la densité de la population exerce un effet néfaste sur le taux d’imposition selon la zone étudiée. Aussi, Mahdavi (2008) confirme que, la taille de la population urbaine est corrélée positivement avec le ratio recettes fiscales/PIB alors que Kirchler et al (2007), soutiennent que les contribuables les plus âgés se caractérisent par un niveau de civisme fiscal très élevé par International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 368 rapport aux jeunes. Par ailleurs, Torgler (2005) stipule que le sexe joue un rôle très important dans les activités économiques illégales et compris le non-respect des règles fiscales. La relation entre les conflits armés et la mobilisation des recettes fiscales est complexe. Toutefois, la corrélation peut être résumée sous trois formes. Certains considèrent les recettes fiscales comme sources de conflits. En effet, Addison et al. (2004) affirment que les pays développés ont une histoire marquée par des désaccords sur les règles et les droits de taxation. Aussi, Adams (2000) montre que la guerre civile américaine de 1861 à 1865 a été causée par un désaccord autour de la taxation et des tarifs et de leurs impacts sur les États du Sud et du Nord. Aussi, la discrimination dans l’allocation des charges fiscales peut renforcer l’inégalité entre les groupes ethniques et les régions, ce qui enflamme les doléances (Ndikumana, 2000 et Stewart, 2000). Ibella (2000) soutient aussi que les régions les plus riches du pays, en général, profitent peu des rentes, ce qui conduit le plus souvent à l’insurrection. D’autres considèrent les conflits armés comme source de mobilisation des recettes fiscales. En effet, Addisson et al., (2002) affirment que les conflits intra et inter-Etats incitent le plus souvent les belligérants à maximiser la mobilisation des ressources en vue de financer les dépenses militaires. Enfin les conflits, comme entrave à la mobilisation des recettes fiscales. Ce courant soutient que les gouvernements, bien que fournissant des efforts plus élevés de mobilisation des ressources fiscales durant les périodes de conflit, les conflits ont un effet négatif et significatif sur les recettes fiscales. Pour Gupta et al., 2002 et Addison et al., 2004, les guerres civiles provoquent généralement de grosses difficultés à des grandes entreprises du secteur formel qui sont habituellement contribuables et collectrices d’impôts dans bon nombre de pays en développement. En dehors de leurs effets sur l’activité réelle du pays, les conflits perturbent et affaiblissent l’efficience de l’administration fiscale. Ndikumana (2001) a montré qu’après le déclenchement des conflits, dans bon nombre de pays africains, non seulement la base fiscale s’est rétrécie, mais aussi l’administration fiscale est devenue défaillante. Aussi, Chambas (2005) soutient qu’une des causes de l’incivisme fiscal est la perte de la crédibilité de l’État et comme les guerres civiles conduisent à l’éclatement du tissu social et à la désorganisation du système fiscal, elles entraînent de la fraude, de l’évasion et de l’incivisme fiscaux et par conséquent la baisse de la mobilisation des recettes fiscales. Etant donné que les recettes fiscales dépendent du niveau des revenus ainsi que de la conjoncture économique (Stotsky et WoldeMariam, 1997), une récession de l’économie engendrée par la violence et l’insécurité entraîne la baisse des recettes de l’Etat. International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 369 II.2. Littérature Empirique Braga de Macedo et al. (1998) soutiennent que la plupart des institutions fiscales du Portugal sont nées au cours du quinzième siècle dans le contexte de la guerre avec l’Espagne alors que le gouvernement du Sri Lanka a entrepris une série de réformes pour financer le budget de défense qui s’élevait à plus de 1 milliard de dollars americains par an jusqu’aux accords de paix avec les rebelles Tamils (données FMI, 1999a). Dans le conflit entre l’Érythrée et l’Éthiopie de 1998 à 2000, ces deux pays ont mobilisé davantage de recettes à travers des taxes indirectes plus élevées et des droits de douane plus importants alors que le gouvernement de la Corée du Sud a entrepris une vague de réformes fiscales afin de générer des ressources suffisantes permettant de financer les dépenses militaires de la période semi-conflictuelle qui a prévalu après la guerre de Corée de 1950 à 1953 (Makinen, 1971). Les guerres civiles au Rwanda et au Burundi donnent une bonne illustration des conséquences fiscales des conflits. Selon Ndikumana (2001), le troisième facteur ayant contribué à la chute des recettes fiscales au Burundi et au Rwanda pendant ces récentes années est la guerre civile. Par ailleurs, bon nombre de conflits en Europe et aux Etats-Unis ont donné naissance à de bonnes administrations fiscales et à un effort accru de mobilisation des recettes publiques (Braga de Macedo et al., 1998 et Neal, 1994). Les conflits que connait la RD Congo depuis 1996 étant intra-pays et à l’intérieur du pays, l’on est amené à analyser cette littérature et à penser que ces conflits ne sont pas sources de mobilisation des recettes publiques mais en constituent plutôt une entrave. Ainsi, la présente recherche vise à vérifier l’hypothèse selon laquelle les crises sécuritaires que connait la RD Congo depuis 1996 exercent un effet négatif sur la mobilisation des recettes fiscales. III. MÉTHODOLOGIE DE RECHERCHE 3.1. Modèle Empirique L’objectif principal de l’étude est d’examiner l’impact des conflits armés sur les recettes fiscales ou sur les ressources financières en RD Congo. La revue de littérature empirique nous a permis de choisir les variables explicatives susceptibles d’expliquer le niveau du prélèvement fiscal. Ce modèle prend en considération les variables économiques et socio-démographiques dont sécuritaires. Les variables économiques sont constituées par les recettes fiscales ou les revenus fiscaux, le taux d’accroissement de la population, le taux de croissance du PIB et de l’ouverture commerciale. Pour mieux prendre en compte la causalité inverse qui pourrait exister entre les conflits sécuritaires et la mobilisation des recettes publiques, nous avons utilisé l’orientation politique. International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 370 En effet, la dimension politique est particulièrement importante pour le cas de l’Afrique (Tsangarides et al., 2006). Masson et Pattillo (2004) soulignent l’importance de la dimension politique dans la décision dans la mobilisation des recettes fiscales. Ainsi, la variable conflit sécuritaire est muette qui prend la valeur 1 pour l’année où le pays a connu une crise sécuritaire ou une guerre au cours de la même période ; et elle prend la valeur 0 dans le cas contraire. Ainsi, nous allons nous représenter le modèle de manière suivante : 𝐺𝑡=𝛼𝑡+∑𝛾𝑗𝐸𝐶𝑂𝑗,𝑡 𝑗+∑𝛽𝑗𝑆𝑗,𝑡 𝑗+𝜀𝑡 (1) Dans ce modèle, 𝐺𝑡 représente les recettes publiques ou les revenus fiscaux qui représentent les dépenses publiques dans le cadre budgétaire, 𝐸𝐶𝑂 les variables économiques dont le taux d’accroissement de la population, le taux de croissance du PIB, et l’ouverture commerciale. Ce modèle se concentre sur les crises sécuritaires assez présentes en RD Congo. Le pays subit à la fois les crises internes, le terrorisme et les crises internationales. Tous ces éléments sont susceptibles de nuire aux économies de ces pays et particulièrement aux recettes fiscales. 3.2. Modèle d’Estimation Notre analyse du test de stationnarité nous a donné les résultats selon lesquels les séries sont stationnaires en niveau et intégrées d’ordre un. Ainsi, pour vérifier si les crises sécuritaires ont un impact sur la capacité de mobilisation des recettes en RDC, nous avons estimé un modèle autorégressif à retards distribués, en sigle ARDL (Auto Regressive Distributed Lag model). Ainsi, pour saisir les effets sur la mobilisation des recettes fiscales des crises sécuritaires, tenant compte d’autres variables de contrôle indispensables dont l’influence améliore les résultats, le taux de croissance économique, le taux de croissance de la population et le degré d’ouverture ont été mobilisés. La fonction suivante (forme fonctionnelle linéaire) suivante a été proposée : RECPUBL= (CS, DO, CPIB, CPOP) … (2) où RECPUBL sont les recettes fiscales, CS est la crise sécuritaire, DO le degré d’ouverture, CPIB est le taux de croissance économique et CPOP le taux de croissance de la population congolaise. Si l’on se propose de saisir les effets de court terme et ceux de long terme des variables explicatives ci-dessus sur la mobilisation des recettes fiscales, la représentation ARDL de la fonction (2) sera : 𝜟𝑅𝐸𝐶𝑃𝑈𝐵𝐿𝑡= 𝑎0+ ∑ 𝑖=1 𝑝𝑎1𝑖𝛥𝑅𝐸𝐶𝑃𝑈𝐵𝐿𝑡−𝑖 + ∑ 𝑖=1 𝑝𝑎2𝑖𝛥𝐶𝑃𝐼𝐵𝑡−𝑖 + ∑ 𝑖=0 𝑎𝑎3𝑖𝛥𝐷𝑂𝑡−𝑖 + ∑ 𝑖=0 𝑎𝑎4𝑖𝛥𝐶𝑆𝑡−𝑖 + ∑ 𝑖=0 𝑎𝑎5𝑖𝛥𝐶𝑃𝑂𝑃𝑡−𝑖 + 𝑏1𝑅𝐸𝐶𝑃𝑈𝐵𝐿𝑡−1 +𝑏2𝐶𝑃𝐼𝐵𝑡−1 +𝑏3𝐷𝑂𝑡−1 +𝑏4𝐶𝑆𝑡−1 +𝑏5𝐶𝑃𝑂𝑃𝑡−1 +𝜀𝑡...(3) International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 371 Avec :  opérateur de différence première ; 0 a : constante ; 𝑎1.....𝑎5: effets à court terme ; 𝑏1........𝑏5: dynamique de long terme du modèle ; (  ) : terme d’erreur (bruit blanc). Comme pour tout modèle dynamique, nous nous servirons des critères d’information (Akaike-AIC, Shwarz-SIC et Hannan-Quin) pour déterminer les décalages optimaux du modèle ARDL et pour examiner l’existence d’une relation de cointégration entre les variables qui conditionne même l’estimation des coefficients de court et long terme de ces variables, nous allons faire recours au test de Pesaran et al. (2001). Mais avant tout, l’on va déterminer le degré d’intégration des variables par le test de Dickey-Fuller Augmenté/ADF 3.3. Données : Nature et Source Les données qui font l’objet de notre étude sont annuelles et tirées des bases des données ou rapports de la Banque mondiale (WDI) pour les variables économiques. Les données sur les conflits sécuritaires viennent de la présentation de l’ambassade de la Belgique. Ces données annuelles couvrent la période allant de 1996 à 2023. Ce sont les données du type secondaires. IV. ANALYSE DES RÉSULTATS Tableau 1 : Tests de racines unitaires Source : Elaboré par l’auteure à partir de Eviews 10 L'application des tests de racine unitaire sur les séries étudiées conduit à accepter l’hypothèse de stationnarité en niveau pour la variable conflit. Par contre, les autres variables économiques sont stationnaires en différence première. L’application de la procédure ARDL est possible puisqu’il n’y a aucune série intégrée d’ordre supérieur ou égal à deux (2). Variables TEST ADF En niveau En 1ère diff En 2nde diff Ordre d’Integration T-statistic P-value T-statistic P-value T-statistic P-value Conflit -4.297663 0.0114 I (0) DO -6.422783 0.0001 I (1) CPIB -4.506387 0.0016 I (1) CPOP -8.863611 0.0000 I (1) RECPUBL -4.705196 0.0046 I(1) International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 378 Jacquet C., (2003). L’évolution des conflits en Afrique subsaharienne. 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International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 380 Annexes Tableau 12 : Estimation du modèle ARDL Dependent Variable: REVENUS_FISCAUX Method: ARDL Date: 08/08/25 Time: 12:33 Sample (adjusted): 2000 2023 Included observations: 24 after adjustments Maximum dependent lags: 1 (Automatic selection) Model selection method: Schwarz criterion (SIC) Dynamic regressors (4 lags, automatic): CE DO POP CONFLIT Fixed regressors: C Number of models evalulated: 625 Selected Model: ARDL(1, 3, 4, 4, 4) No d.f. adjustment for standard errors & covariance Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.* REVENUS_FISCAUX(-1) 0.259578 0.076946 3.373513 0.0433 CE 0.270343 0.035803 7.550848 0.0048 CE(-1) 0.011028 0.056018 0.196860 0.8565 CE(-2) -0.041007 0.035022 -1.170876 0.3262 CE(-3) 0.295594 0.034106 8.666870 0.0032 DO 0.098728 0.012967 7.613611 0.0047 DO(-1) -0.097983 0.031583 -3.102442 0.0532 DO(-2) -0.112423 0.014073 -7.988389 0.0041 DO(-3) 0.038456 0.014634 2.627918 0.0785 DO(-4) -0.097632 0.019935 -4.897501 0.0163 POP 4.576658 0.961126 4.761769 0.0176 POP(-1) -11.51797 0.996945 -11.55326 0.0014 POP(-2) 10.26217 1.516643 6.766372 0.0066 POP(-3) -8.371735 1.435018 -5.833890 0.0100 POP(-4) 3.308948 1.058135 3.127153 0.0522 CONFLIT 1.521694 0.258335 5.890387 0.0098 CONFLIT(-1) -1.161412 0.190454 -6.098123 0.0089 CONFLIT(-2) 0.046274 0.314968 0.146917 0.8925 CONFLIT(-3) -0.005687 0.201432 -0.028233 0.9792 CONFLIT(-4) -1.736960 0.203905 -8.518480 0.0034 C 14.38302 2.852521 5.042215 0.0150 R-squared 0.995562 Mean dependent var 7.183818 Adjusted R-squared 0.965977 S.D. dependent var 2.501707 S.E. of regression 0.461450 Akaike info criterion 0.961673 Sum squared resid 0.638808 Schwarz criterion 1.992470 Log likelihood 9.459929 Hannan-Quinn criter. 1.235143 F-statistic 33.65036 Durbin-Watson stat 3.022720 Prob(F-statistic) 0.007120 *Note: p-values and any subsequent tests do not account for model selection. International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 381 Tableau 8 : Estimation de la relation de long terme par le modèle ARDL ARDL Long Run Form and Bounds Test Dependent Variable: D(REVENUS_FISCAUX) Selected Model: ARDL(1, 3, 4, 4, 4) Case 2: Restricted Constant and No Trend Date: 08/08/25 Time: 12:41 Sample: 1996 2023 Included observations: 24 Conditional Error Correction Regression Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 14.38302 8.068146 1.782692 0.1727 REVENUS_FISCAUX(-1)* -0.740422 0.217636 -3.402114 0.0424 CE(-1) 0.535958 0.140252 3.821385 0.0315 DO(-1) -0.170854 0.111410 -1.533566 0.2227 POP(-1) -1.741924 2.334610 -0.746131 0.5097 CONFLIT(-1) -1.336091 1.425025 -0.937591 0.4176 D(CE) 0.270343 0.101266 2.669628 0.0757 D(CE(-1)) -0.254587 0.130424 -1.951991 0.1460 D(CE(-2)) -0.295594 0.096467 -3.064201 0.0548 D(DO) 0.098728 0.036677 2.691818 0.0743 D(DO(-1)) 0.171599 0.073250 2.342651 0.1010 D(DO(-2)) 0.059176 0.049788 1.188545 0.3201 D(DO(-3)) 0.097632 0.056385 1.731528 0.1818 D(POP) 4.576658 2.718474 1.683539 0.1909 D(POP(-1)) -5.199383 3.305666 -1.572870 0.2138 D(POP(-2)) 5.062787 1.527883 3.313595 0.0453 D(POP(-3)) -3.308948 2.992857 -1.105615 0.3496 D(CONFLIT) 1.521694 0.730682 2.082566 0.1287 D(CONFLIT(-1)) 1.696373 1.113140 1.523953 0.2249 D(CONFLIT(-2)) 1.742647 0.546268 3.190097 0.0497 D(CONFLIT(-3)) 1.736960 0.576730 3.011738 0.0571 * p-value incompatible with t-Bounds distribution. Levels Equation Case 2: Restricted Constant and No Trend Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. CE 0.723855 0.041204 17.56772 0.0004 DO -0.230752 0.049597 -4.652527 0.0187 POP -2.352610 1.182536 -1.989462 0.1408 CONFLIT -1.804499 0.631130 -2.859157 0.0646 C 19.42544 4.084672 4.755691 0.0176 EC = REVENUS_FISCAUX - (0.7239*CE -0.2308*DO -2.3526*POP -1.8045*CONFLIT + 19.4254 ) International Journal of Financial Accountability, Economics, Management, and Auditing (IJFAEMA) - ISSN 2788-7189 http://www.woasjournals.com/index.php/ijfaema 382 Période Description 1996-1997 Première guerre du Congo : Déclenchée par l'arrivée des troupes de l'AFDL (Alliance des forces démocratiques pour la libération du Congo) menées par Laurent-Désiré Kabila, soutenues par le Rwanda et l'Ouganda, contre le régime de Mobutu. 1998-2003 Deuxième guerre du Congo : Conflit régional impliquant plusieurs pays africains, dont le Rwanda, l'Ouganda, l'Angola, le Zimbabwe, etc. Années 2000 (plusieurs vagues) Instabilité persistante dans l'Est: Groupes armés locaux et étrangers (FDLR, ADF, Mai-Mai, etc.) continuent de s'affronter et de terroriser les populations civiles. 2006-2008 Conflit du Kivu: Intensification des combats dans le Nord et le Sud Kivu, notamment entre les forces gouvernementales et les groupes rebelles, notamment le CNDP de Laurent Nkunda. 2012-2013 Nouvelle offensive du M23: Groupe rebelle appuyé par le Rwanda qui prend brièvement Goma avant d'être repoussé par les forces gouvernementales et la MONUSCO. 2016-2021 Crises politiques et sécuritaires: Crises post-électorales, multiplication des violences intercommunautaires, et résurgence de groupes armés dans différentes régions. 2021-présent Nouvelles vagues de violence: Reprise des hostilités par le M23, combats dans plusieurs provinces, aggravés par une crise humanitaire. Source : Ambassade RDC/Belgique disponible sur www. [email protected]