Memoire Online - Demande du riz importé, demande et offre du riz produit localement au Togo: une étude économétrique

Les données utilisées pour calculer les variables du modèle LA/AIDS, sont des données annuelles qui couvrent la période 1986 à 2006. Ces données concernent les quantités de riz importé, la production de riz local décortiqué, les données annuelles des prix du marché correspondants. Les quantités annuelles consommées de riz importé sont calculées en supposant que 10 % des quantités importées sont ensuite réexportées ; il est également supposé que 5 % de la production du riz local constituent la part des exportations et les variations de stock. Ainsi, cette part a été retirée de la production nationale pour obtenir l'approvisionnement domestique de riz.

Disposant des données en séries chronologiques, les variables issues de ces données ont été testées pour juger de leurs stationnarités. En effet, plusieurs données économiques présentées en séries chronologiques sont pour la plupart non stationnaires, rendant non valide l'application des techniques conventionnelles de tests statistiques.

Une variable est dite stationnaire si ces caractéristiques stochastiques sont indépendantes du temps. Il existe plusieurs tests de vérification de la stationnarité d'une variable chronologique, mais notre étude retient le test de racine unitaire de Duckey-Fuller Augmenté (ADF). Ce test effectué sur toutes les variables du modèle est reporté dans le tableau 3.1 ci-après.

Les résultats du test montrent que toutes les variables sont non stationnaires en niveau puisque toutes les statistiques ADF sont supérieures aux valeurs critiques correspondantes à 5 %, alors qu'en différence première l'on remarque que ces statistiques sont inférieures aux valeurs critiques correspondant à 5 %. En conclusion, toutes les variables sont intégrées d'ordre 1, elles sont toutes I(1), ce qui signifie qu'elles sont stationnaires en différence première.

Les variables étant intégrées de même ordre, le test de cointégration sera effectué pour vérifier l'existence ou non d'une relation d'équilibre de long terme entre ces variables.

Tableau 4.1 : Test de racine unitaire de Ducker-Fuller Augmenté (modèle avec constante)

	En niveau			En Différence
Variables	Nombre de retards	ADF	Valeur critique (5 %)	Nombre de retards	ADF	Valeur critique (5 %)
Log(Pl)	0	-1.65	-3.02	0	-5.27	-3.0294
Log(Pi)	2	-2.54	-3.04	0	-4.52	-3.0294
Log(Y/P*)	0	-1.46	-3.02	0	-5.48	-3.0294

Note : le nombre de retards est défini à partir du critère d'information d'AIC.

L'approche utilisée pour tester la cointégration est celle de Granger et Engle. Cette approche veut que les variables soient d'abord de même niveau d'intégration. Les variables répondent à cette condition, car elles sont toutes intégrées d'ordre 1. Ainsi, l'on peut passer à l'étape suivante qui consiste à régresser par la méthode des Moindres Carrés Ordinaires (MCO), la combinaison linéaire des variables du modèle. L'estimation étant faite, on récupère les résidus du modèle et on teste leurs stationnarités. S'ils sont stationnaires, on conclut qu'il existe une relation stable de long terme entre les variables.

Les relations de cointégration qui ont servi au test de l'ADF sont représentées dans le tableau 4.2 suivant.

Résidu de :

Nombre de retards

ADF stat

Valeur critique (5 %)

Wi sur log(Pi), log(Pl), log(Y/P*)

Wl sur log(Pi), log(Pl), log(Y/P*)

-3,27

-3,03

Le tableau montre que les statistiques de l'ADF sont toutes inférieures aux valeurs critiques à 5 % ; les résidus sont intégrés d'ordre 0, c'est-à-dire stationnaires. Il existe donc une relation stable de long terme entre les variables malgré qu'elles ne soient pas stationnaires. Il n'y a pas relation fallacieuse dans l'estimation du modèle de long terme, autrement dit si le modèle de long terme vérifie les hypothèses classiques des MCO ; on aurait donc estimé le bon modèle.

Les relations cointégrantes qui ont servi au test de l'ADF sont présentées dans le tableau 4.3 suivant :

Variables	Riz local		Riz importé
	Coefficient	Std. Error	Coefficient	Std. Error
C	-0,59 (-1.20)	0.49	1.59* (3,22)	0.49
Log(PL)	0.35* (2.96)	0.12	-0.35* (-2,96)	0.12
log(PI)	0.30* (2.71)	0.11	-0.30* (-2,71)	0.11
log(Y/P*)	-0.14* (-5,11)	0.03	0.14* (5,11)	0.03
R²_a	0,76		0,76
DW	1,64		1,64

Les valeurs entre parenthèses sont les t-statistique, *dénote la significativité à 5 %

Le risque de relation fallacieuse étant écarté les tests d'hypothèses nécessaires à la validation du modèle estimé par les MCO sont réalisés. Il s'agit du test d'autocorrélation et d' Hétéroscédasticité.

Les tests de validation du modèle de long terme par les MCO sont reportés dans le tableau 4.4. Ces tests montrent que les p-values de la statistique de White Heteroskedasticity et de la statistique de Breusch-Godfrey sont supérieure à 5 % ; dans ce cas les résidus ne sont ni autocorrélés, ni hétéroscédastique.

Toutes les hypothèses nécessaires à la validation des résultats obtenus par les MCO ayant été validées, les estimateurs issus des MCO du modèle de long terme sont sans biais, convergents et efficaces.

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:
F-statistic	0,568958	Probability		0,577868
Obs*R-squared	1,480752	Probability		0,476935
White Heteroskesdasticity
F-statistic	1,768141	Probability	0,177850
Obs*R-squared	9,053077	Probability	0,170615

Une relation de cointégration est une relation d'équilibre de long terme, mais à court terme il peut y avoir des déséquilibres. L'estimation du MCE porte sur des variables calculées en différence. Dans le cas de cette étude, Y suit un processus autorégressif à retard distribué d'ordre 1, donc les variables seront calculées en différence première. Ces variables sont les variables explicatives et la variable d'écart de la relation de long terme (ou erreur de déséquilibre).

est l'ampleur de l'ajustement de

par rapport au déséquilibre observé la période antérieure entre

est l'erreur de déséquilibre ou l'ampleur de l'écart par rapport à l'équilibre.

L'estimation du modèle à correction d'erreur est présentée dans le tableau 3.4 suivant.

Le modèle à correction d'erreur est validé puisque les coefficients de l'erreur du déséquilibre sont significativement différents de 0 et négatifs. Il correspond à la force de rappel.

Le modèle à correction d'erreur stipulant que

doit diminuer pour retourner à sa valeur d'équilibre, il est donc supposé que la demande du riz local et celle du riz importé baissent respectivement à la vitesse de 1,01 kg par habitant pour retourner à l'équilibre de long terme. Le résultat de l'estimation du modèle à correction d'erreur est présenté dans le tableau 4.5 suivant.

Variables	Riz local		Riz importé
	Coefficient	Std. Error	Coefficient	Std. Error
log(PL)	0.54* (3.04)	0,08	-0.54* (-3.04)	0,08
log(PI)	0.37* (6.73)	0,12	-0,37* (-6.73)	0,12
log(Y/P*)	-0,12* (-3.10)	0,04	0.12* (3.10)	0,04
e_t-1	-1,01* (-4.52)	0,22	-1.01* (4.52)	0,22
R²_a DW	0,80 2,21		0,80 2,21

Les résultats de l'estimation des tableaux 4.3 et 4.5 montrent que les paramètres du revenu du riz local et du riz importé sont significatifs à 5 %. Un bien est normal quand la valeur du paramètre de son revenu est négative et de luxe quand ce paramètre est positif. Ainsi, les paramètres de court terme et de long terme du revenu du riz local estimé respectivement de -0,12 et -0,14 montrent que ce type de riz est un bien normal alors que le riz importé est un bien de luxe, puisque les paramètres estimés sont respectivement de 0,12 et de 0,14 à court et à long terme.

L'élasticité-revenu présentée dans le tableau 4.6 confirme également ces résultats. Les paramètres des prix propres et des prix croisés des deux modèles estimés sont significatifs à 5 %.

Les élasticités du modèle de court et de long terme sont des élasticités non compensées ou Marshalliennes. Ces élasticités sont calculées au point moyen des observations à l'aide des équations (2.4.3) et (2.4.4), et sont présentées dans le tableau 4.6.

Tableau 4.6 : Élasticités de long terme et de court terme de la demande de riz au point moyen des observations

Élasticités prix non compensés ou Marshalliennes
Riz local			Riz importé		Élasticités-dépense ()
	Court terme	Long terme	Court terme	Long terme	Court terme	Long terme
Riz local Riz importé	0,40 -1,76	-0.03 -0.70	1,04 -1,02	0.91 -1.66	0,71 1,21	0.65 1.25

Les élasticités-dépense de long terme comme de court terme montrent que parmi les deux types de riz considéré, le riz importé est un aliment de luxe alors que le riz local est un bien normal. Une augmentation de 1 % du revenu entraînerait une augmentation de 1,2 % de la dépense accordée à la consommation du riz importé dans le court terme et 1,25 % dans le long terme, soit une augmentation plus que proportionnelle à l'augmentation du revenu. Cette augmentation est de 0,71 % à court terme et de 0,65 % à long terme pour le riz local, soit moins que proportionnel à l'augmentation du revenu.

Il apparaît alors que la demande de riz importé au Togo est alors plus élastique par rapport à la dépense. En effet, le riz importé présente un certain nombre de critères appréciés par les consommateurs : (i) la qualité intrinsèque du riz que sont les propriétés organoleptiques et physiques du grain, particulières à chaque variété ; (ii) les attributs de qualité acquis au cours du processus de transformation et de commercialisation depuis le champ jusqu'à l'assiette du consommateur comme la propreté, l'homogénéité, le taux d'humidité qui est lié à la durée du stockage ; (iii) les attributs de marché que sont le prix et la disponibilité ; (iv) la capacité de gonflement, la facilité de cuisson, etc. Ainsi, toute augmentation de leur revenu se traduit par une augmentation plus que proportionnelle des dépenses accordées à la demande de ce type de riz.

Toutes les élasticité-prix propres sont négatives répondant ainsi à la théorie de la demande sauf l'élasticité-prix propre de court terme du riz local. En effet, le riz local étant un bien normal, une augmentation de son prix dans le court terme n'a pas eu d'incidence majeure sur sa demande ; demande qui a d'ailleurs continué par augmenter. Cette augmentation est tout de même faible puisque l'élasticité est estimée à 0,4. Mais à long terme l'augmentation de 1 % du prix du riz local entraîne une légère baisse de sa demande (0.03 %).

Il apparaît alors que les variations du prix du riz local ont une très faible incidence sur sa demande. Ce résultat pourrait être expliqué par le fait que le riz local est devenu au sein des ménages togolais surtout des ménages ruraux un aliment normal. Ainsi, une petite augmentation de son prix n'aura qu'une faible influence sur la quantité consommée.

Par contre, le riz importé est très sensible aux variations de son propre prix dans le court comme dans le long terme, puisque sa demande diminuer fortement quand les prix augmente de 1 %. Ces diminutions sont respectivement de 1.76 % et 1.02 % dans le court et long terme. Le prix apparaît alors comme un déterminant majeur de la demande du riz importé au Togo.

Dans leur étude à partir des données d'enquête au Nigeria et en Côte d'Ivoire, Lançon et al (2002) ont conclu que les choix des consommateurs nigérians par rapport au riz importé, sont essentiellement déterminés par les attributs de marché (prix, disponibilité) que les propriétés organoleptiques ; alors que les consommateurs ivoiriens fondent leur demande de riz importé sur ces qualités organoleptiques et intrinsèques que sur les attributs de marché. Les consommateurs togolais et nigérians semblent avoir donc les mêmes comportements de demande du riz importé.

Les résultats de l'estimation montrent qu'il existe une relation de substitution nette entre le riz importé et le riz local, puisqu'une augmentation de 1 % du prix du riz importé entraîne une augmentation de la demande du riz local respectivement de 1,04 % et de 0,91 % dans le court et long terme.

Demande du riz importé, demande et offre du riz produit localement au Togo: une étude économétrique

4.3. Données utilisées et propriétés statistiques des variables