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

Les données utilisées sont des séries chronologiques qui couvrent la période de commercialisation de 1980 à 2006. Les données utilisées proviennent de différentes sources qui sont essentiellement : DSID, FAOStat (productions annuelles, prix aux producteurs), IFDC (prix des engrais), annuaire statistique de la BCEAO (pluviométrie moyenne annuelle). Tous les prix ont été déflatés par l'indice des prix à la consommation togolaise de la DGSCN, pour obtenir les prix réels de chaque produit.

Les estimations d'offre agricole à partir des séries chronologiques sont généralement influencées par le temps et les résultats économétriques obtenus malgré les coefficients de détermination (R²) et de Student-Fisher élevés, ne sont pas fiables à cause de l'hypothèse implicite irréaliste d'une offre agricole cible fixe basée sur des anticipations stationnaires. Cette absence de vérification préalable de l'hypothèse de stationnarité limite la validité des résultats économétrique dans le contexte de la modélisation dynamique du comportement d'optimisation (Hallam et Zanoli, 1993 cité par Koffi-tessio, 1997).

Disposant pour cette étude des données chronologiques, il s'avère donc indispensable de tester la stationnarité des variables du modèle avant sa spécification.

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, notre étude retient le test de racine unitaire de Duckey-Fuller Augmenté (ADF). Les résultats du test sont reportés dans le tableau

5.5. Résultats empiriques

Le tableau 5.1 montre qu'au seuil de 5 %, le test de stationnarité de Duckey-Fuller Augmenté indiquent que toutes les variables sont non stationnaires en niveau (ADF>0,05) à l'exception de la variable pluviométrie qui est I(0) (ADF<0,05). Aussi, les statistiques de l'ADF montrent-elles que les variables sont stationnaires en différence première, elles sont donc intégrées d'ordre 1.

Toutes les variables n'étant pas d'un même ordre d'intégration, une relation cointégrante ne peut donc pas exister entre elles. De ce fait, Il n'y a pas de relation de long terme entre les variables du modèle d'offre, puisqu'une relation de cointégration est une relation de long terme.

Tableau5.1 : 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 %)
logY	1	-1	-2,98	1	-3,87	-2,99
logp	0	-2,4	-2,97	1	-3,94	-2,99
logPe logPl	0 0	-2,3 -4,96	-2,97 -2,97	0 1	-6,14 -5,30	-2,99 -2,99

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

L'offre de riz au Togo sera estimée en considérant les relations de court à travers à partir du Modèle à Correction d'Équilibre (MCE).

Le modèle à correction d'équilibre permet de prendre en compte l'ajustement qui s'opère à court terme en vue de rétablir l'équilibre de long terme.

L'estimation du MCE porte sur des variables calculées en différence. Dans le cas de cette étude, les variables sont en différence première.

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 3.2 suivant.

Tableau 5.2 : Résultat de l'estimation du modèle à correction d'erreur (modèle de court terme)

Dependent Variable: DLOGY
Method: Least Squares
Date: 09/09/08 Time: 18:07
Sample (adjusted): 1983 2006
Included observations: 24 after adjusting endpoints
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
DLOGY (-1)	0.172074	0.182490	0.942923	0.3582
DLOGP	-0.191478	0.225499	-0.849129	0.4070
DLOGPE	0.761351	0.260563	2.921950	0.0091
DLOGPL	0.706838	0.265141	2.665895	0.0158
DV	0.031366	0.051736	0.606277	0.5519
E(-1)	-1.393085	0.290746	-4.791418	0.0001
R-squared	0.701124	Mean dependent var		0.063529
Adjusted R-squared	0.618103	S.D. dependent var		0.269029
S.E. of regression	0.166254	Akaike info criterion		-0.538284
Sum squared resid	0.497526	Schwarz criterion		-0.243770
Log likelihood	12.45940	Durbin-Watson stat		1.236906

Le modèle à correction d'erreur est validé puisque le coefficient de l'erreur du déséquilibre est à la fois négatif et significativement différent de 0. Il correspond à la force de rappel. De plus, le modèle est stable dans le temps puisque le coefficient de la variable retardée estimée à 0,17 est inférieur à l'unité. Toutes les variables exogènes considérées expliquent l'offre du riz local à 62 % (

=0.62).

Le coefficient d'ajustement évalué à 0,83 montre une capacité très faible d'ajustement du secteur rizicole. Ainsi, les nouvelles productions sont très inférieures à celles désirées par les riziculteurs. En effet, plusieurs facteurs interviennent pour limiter les objectifs de production rizicole au Togo. Ces facteurs sont essentiellement d'ordre économique, puisque l'inexistence de crédit dans la filière ne permet pas aux producteurs de faire face à leurs dépenses d'exploitation que sont surtout les dépenses d'acquisition d'intrants (engrais, semences améliorées, etc.). Aussi, le résultat de l'estimation montre que les producteurs ne tiennent-ils pas compte de la production antérieure pour ajuster leur production actuelle, puisque le coefficient de la variable retardée de l'offre n'est pas significatif.

L'analyse menée sur la base d'élasticités permet de relativiser les effets individuellement estimés par rapport au niveau moyen de la variable dépendante et de la variable explicative correspondante. L'élasticité de court terme de l'offre du paddy par rapport aux prix réels au producteur est de -0,19. Bien que les prix réels au producteur aient connu une baisse moyenne de 1 % par an entre 1980 et 2006, l'offre du riz local n'a pas baissé puisque la valeur de l'élasticité est négative. Ce résultat qui semble être contradictoire à la théorie montre en fait que le riz en tant que produit alimentaire est principalement produit au Togo pour l'autoconsommation. De ce fait, ce n'est que le surplus dégagé de cette autoconsommation qui entre sur le marché pour être vendue. C'est ainsi que pour répondre aux besoins alimentaires en riz de leur famille sans cesse croissante depuis 1980, les riziculteurs augmentent leur production de riz sans tenir vraiment compte de l'évolution à la baisse du prix au producteur.

Par ailleurs, il est remarqué que l'élasticité l'offre de riz par rapport aux prix au producteur évalué à -0,19 est inférieur à l'unité en valeur absolue, ce qui montre que l'offre de riz par rapport aux prix au producteur est inélastique et confirme l'hypothèse selon laquelle les facteurs prix influencent très peu l'offre de riz au Togo. En effet, de nombreux autres facteurs interagissent en priorité sur la production avant que ce ne soit le caractère incitatif du prix (Combe 1999).

L'élasticité de l'offre par rapport au prix de l'engrais est estimée à 0,71 alors que le prix réel des engrais a connu une hausse moyenne de 7 % par an. Dans cette logique, une hausse des prix réels des engrais entraîne une hausse de l'offre de 0,71 ce qui n'est pas le cas en réalité. D'ailleurs, cette assertion est contraire à la théorie. Ce résultat peut être expliqué par rapport à l'environnement dans lequel évolue l'offre de riz au Togo. En effet, dans les trois zones écologiques de production rizicole au Togo, la riziculture de bas-fond et celle pluviale représentent respectivement 65 % et 10 %. Dans ces zones de production, l'engrais est peu ou pas utilisé (SOFRECO, 1996). Bien que l'utilisation de l'engrais soit essentiellement pour l'obtention de bons rendements à l'hectare, la plupart des riziculteurs soit l'utilise en petite quantité soit ne l'utilise pas. Les riziculteurs n'ont pas le capital nécessaire pour faire face à leurs dépenses d'exploitation. Même en riziculture irriguée comme dans celle de la vallée de Zio, les riziculteurs sont confrontés à ce même problème de crédit en intrant et surtout pénurie d'engrais. Ceci explique d'ailleurs les faibles rendements de riz observés au Togo (1,40 à 2,75 kg/ha). Ainsi, l'une des contraintes majeures à la production rizicole au Togo est la pénurie d'engrais et l'absence de Crédit Agricole (Agbogbli et Tétévi, 2004). L'on comprend alors que les riziculteurs togolais sont indifférents à une augmentation du prix de l'engrais puisqu'ils ne l'utilisent pratiquement pas sinon en petite quantité.

Les élasticités de court terme de l'offre de riz paddy par rapport au prix au producteur et au prix de l'engrais sont présentées dans le tableau 3.3 ci-dessous.

Les résultats montrent une forte variation de l'offre de riz paddy par rapport à la pluviométrie, l'élasticité étant évaluée à 0,71. Ainsi, une augmentation dans les niveaux de pluies de 1 % induira l'amélioration des rendements de l'ordre de 0,71 %. C'est dire que l'offre de riz au Togo est encore très dépendante de la pluviométrie.

À la lumière des résultats obtenus ci-dessus, il ressort que : (i) les prix au producteur interviennent très peu dans l'explication de l'offre du riz local au Togo, ceci pourrait être dû à la faible variation de ces prix au producteur ; (ii) le résultat contraire de l'élasticité de l'offre du riz paddy par rapport au prix de l'engrais peut s'expliquer par la très faible utilisation de l'engrais dans la filière riz au Togo ; (ii) l'offre du riz au Togo est très dépendante de la pluviométrie.

Tous ces éléments d'analyse permettent de conclure que les facteurs non prix (facteurs institutionnels, facteurs socio-économiques, etc.) sont plus déterminants que les facteurs prix dans l'offre du riz au Togo. Il convient donc de jouer plus sur les facteurs non prix que les facteurs prix dans l'élaboration des politiques de relance du secteur rizicole au Togo.

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

5.4. Les données utilisées et propriétés statistiques des variables

5.5. Résultats empiriques