Memoire Online - Importation du riz et sécurité alimentaire au Bénin de 1990 à 2010

Cette section sera consacrée essentiellement à la présentation des résultats obtenus sur l'évolution des différentes variables et l'estimation des modèles économétriques retenus à base du logiciel Eviews 5.1 afin d'analyser les déterminants de la demande d'importation du riz et son influence sur l'offre alimentaire disponible par habitant au Bénin.

Cette partie présente l'évolution des variables telles que la production nationale du riz, l'importation du riz, la réexportation du riz, les prix du riz local et importé au marché Dantokpa, la population totale, la production alimentaire nationale, les importations, les exportations et les aides alimentaires.

De l'examen du graphique 1, il ressort deux périodes dans la production nationale du riz. De 1990 à 1998, la production nationale du riz a connu une croissance progressive de 10.940 à 35.562 tonnes soit un taux d'accroissement de 225,06%. De 1998 à 2010, cette production a augmenté de manière irrégulière pour atteindre un seuil maximal de 112.704 tonnes en 2010. Mais de façon générale, on constate une augmentation de 930,20% de la production du riz sur la période 1990-2010.

Cette augmentation s'explique par plusieurs actions qui ont permis de relancer la filière riz. L'une des toutes premières est l'intervention du génie rural (Projet Bas-fonds) par des micro-aménagements sur la période 1990-1995. Une autre action est la réorganisation des riziculteurs enclenchée depuis 1996 avec la création dans un premier temps de l'Union des Riziculteurs du Zou (UNIRIZ). Ensuite il y a la mise en place d'un projet fédérateur de la filière riz qui capitalise les informations sur le niveau de la structuration des riziculteurs, l'installation des comités de concertation des riziculteurs et la constitution du Cadre de Concertation des Riziculteurs du Bénin (CCR-B) le 30 avril 2003 (Adégbola et Singbo, 2005). Au cours de la décennie 2000, les superficies aménagées pour la riziculture ont enregistré une forte augmentation, passant de 14.233 ha en 1997 à 29.759 ha soit un taux d'accroissement de 109,08% en 2006. Avec la mise en oeuvre du PUASA à partir de 2008, 16.279 ha d'aménagements hydro-agricoles sommaires ont été réalisés et mis en culture (PSRSA, 2010).

En dépit de l'évolution remarquable observée dans la production du riz ces dernières années, le Bénin n'a pas encore atteint l'autosuffisance alimentaire en riz. Cette partie sera consacrée à l'analyse des importations massives qui permettent au Bénin de satisfaire le déficit de consommation en riz.

L'examen de l'évolution de l'importation du riz au Bénin permet de repérer quatre principales périodes :

· la première s'étale de 1990 à 1992 et se caractérise par une évolution erratique des importations en rapport avec la dynamique de la politique commerciale et de la conjoncture économique du Bénin et du Nigeria passant de 161.822 à 331.609 tonnes soit un taux d'accroissement de 104,92%. En effet le commerce béninois est profondément influencé par les politiques commerciales et la situation économique du Nigéria. La crise de la balance des paiements de la fin des années 80 au Nigéria, a entraîné l'imposition d'interdiction et de tarifs élevés sur un certain nombre de produits importés dont le riz et le blé (EDIC, 2005).

· la deuxième s'étale de 1992 à 1998 et se caractérise par une baisse graduelle de l'importation du riz pour venir à 47.012 tonnes due à l'effet conjugué de plusieurs facteurs : la libéralisation progressive au Nigeria de l'importation du riz et la dévaluation du franc CFA intervenue dans les pays de la zone franc CFA qui renchérie le prix du riz importé. Cette libéralisation est marquée dès 1994 par la délivrance de quelques licences assorties d'un droit de douane de 150%. La liberté totale d'importer fut de mise en février 1995 au Nigéria, avec toutefois un droit de douane fixé à 100%. Ce droit de douane passa à 35% à partir de 1996.

· La troisième période s'étale de 1998 à 2007 où on observe une hausse irrégulière des importations du riz par rapport à 1998. Ce renchérissement des importations qui ont atteint une valeur maximale de 979.372 tonnes en 2007 serait lié aux effets combinés du détournement de trafic en direction des pays de l'hinterland à cause de la crise ivoirienne et de l'augmentation au Nigéria des taxes douanières sur le riz importé.

· La dernière s'étale de 2007 à 2010 où on observe une baisse graduelle de l'importation du riz. Elle a chuté jusqu'à 414.345 tonnes en 2010.

Source : Réalisé par les auteurs à partir des données du Port Autonome de Cotonou

En dehors des importations supposées être destinées à la consommation sur le territoire national, le Bénin constitue aussi une zone de transit par excellence. En effet, un volume important du riz transite par le Bénin à destination des pays voisins particulièrement le Nigeria.

La réexportation du riz au Bénin évolue pratiquement avec la dynamique de l'importation du riz. Par exemple de 1990 à 1992, le volume de la réexportation a augmenté de 135.008 à 290.500 tonnes soit un taux d'accroissement de 115,17%. Ce volume a baissé considérablement jusqu'à 50.713 tonnes en 1994 et reste pratiquement stationnaire sur la période de 1994 à 2002. De 2002 à 2010, la réexportation du riz a connu une forte augmentation. Sa valeur maximale est de 430.923 tonnes en 2007, l'année au cours de laquelle l'importation du riz a atteint son seul maximal de 979.372 tonnes.

D'une manière générale, trois principaux facteurs sont à la base de la réexportation de produits tels que le riz en direction du Nigeria :

- Tout d'abord, les divergences dans les politiques commerciales (surtout tarifaires) entre le Nigeria et le Bénin ;

- Ensuite, les volumes importés directement au Nigeria sont parfois insuffisants pour faire face à la demande nationale ;

- Enfin, les limitations d'offre de devises, notamment de dollars, peuvent inciter les commerçants à acheter au Bénin en ayant recours au marché parallèle des changes.

Ainsi, la réexportation du riz en direction du Nigeria est la conséquence principale de la divergence des politiques commerciales adoptées dans les deux pays frontaliers. La mise en oeuvre de politiques douanières différentes crée ainsi des opportunités d'arbitrage pour les commerçants au Nigeria. Néanmoins, il faudrait relativiser cette analyse en tenant compte de la lenteur des opérations de déchargement au port de Lagos, de l'insécurité (coût élevé des assurances) et des difficultés d'accès aux devises pour les opérateurs nigérians. De plus, la vente du riz est souvent couplée avec l'achat de produits manufacturés venant du Nigeria. Il y a donc des intérêts commerciaux de part et d'autre de la frontière bénino-nigeriane qui incitent au maintien des flux commerciaux (importation/ réexportation) (Abiassi, 2006).

Source : Réalisé par les auteurs à partir des données du Port Autonome de Cotonou

2-1-4- Analyse de l'évolution des prix du riz local et du riz importé au marché international de référence (Dantokpa)

Le graphique 4 montre que les prix du riz local et importé ont connu une même évolution au cours des périodes 1990-2001 et 2003-2010. Il est à remarquer une période intermédiaire de deux ans (2001-2003) où on observe une évolution contraire des deux prix. De même, le prix du riz importé se situe au dessus de celui du riz local sur toute la période de 1990 à 2010. Tout ce passe comme si l'évolution du prix du riz local était guidé par le prix du riz importé.

Graphique 4: Evolution du prix du riz local et importé au marché de Dantokpa

Source : Réalisé par les auteurs à partir des données du DPP/MAEP et de ONASA

Le graphique 5 montre que la population totale du Bénin a évolué de manière croissante sur toute la période de 1990 à 2010. Cette population qui était de 4.795.090 d'habitants en 1990 est passée à 8.849.892 d'habitants en 2010. Selon les projections de l'INSAE (1992), la population béninoise aura plus que triplée entre 1992 et 2027. Cette progression de la population va entraîner une augmentation de la population vivant en milieu urbain qui passera de 37,7% en 1992 à 58,1% en 2027. Dans le même temps, les ruraux, qui constituaient 64,3% de l'effectif total des béninois en 1992, ne sera que de 41,9% en 2027. Les implications de l'évolution démographique et de la diminution de la production rurale se traduiront par la nécessité de l'intensification de la production agricole et alimentaire pour nourrir les millions de personnes. Les conséquences d'un tel dynamisme de la population par rapport à la question de la sécurité alimentaire sont nombreuses. Elles posent surtout le problème de la capacité de concilier la nécessité d'une plus grande production à la forte demande alimentaire et la dégradation de l'écosystème qui pourrait en résulter. En effet, la hausse de la demande alimentaire qui serait induite par l'accroissement de la population et d'une forte urbanisation risque de ne pas être satisfaite par la production locale, au regard des pratiques agricoles archaïques et nécessitera de facto le recourt aux importations et aides alimentaires.

Le Bénin avait connu dans les années 1987 une campagne agricole désastreuse par suite d'une pluviométrie déficitaire. Des pénuries alimentaires étaient apparues et le marché des produits vivriers fortement perturbé. Depuis 1988, des conditions météorologiques ont été favorables et la production agricole a enregistré une croissance régulière jusqu'en 1998. A partir de 1998 jusqu'en 2007, cette production a évolué de façon irrégulière. Toutefois, on enregistre une croissance de la production par rapport à 1998. En effet l'engouement suscité par la campagne de sensibilisation des paysans sur le couplage coton/culture vivrière dans les mêmes proportions d'emblavures organisé par le gouvernement et la bonne pluviométrie ont permis d'avoir au niveau national sur la période 1990 à 2007, une forte croissance de la production agricole vivrière dont le niveau le plus élevé est de 1092.360.000.000 FCFA en 2006. De 2007 à 2010 la production alimentaire nationale s'est accrue très fortement pour atteindre 2469.550.000.000 FCFA.

Ces améliorations remarquables de la production alimentaire sont dues aux interventions du Programme d'Urgence d'Appui à la Sécurité Alimentaire (PUASA) mis en place par le gouvernement en décembre 2007 pour juguler la crise alimentaire, aux producteurs en termes de distribution gratuite de semences, de subventions pour l'aménagement sommaire des bas-fonds, de l'encadrement rapproché.

L'examen de l'évolution des importations alimentaires permet de repérer deux différentes périodes.

· La première s'étale de 1990 à 1994 et se caractérise par une légère stabilisation des importations alimentaires.

· La deuxième période s'étale de 1994 à 2010 et se caractérise par une évolution en dent de scie des importations alimentaires. Ces importations ont atteint leur niveau maximal de 104.405.000.000 FCFA en 2007. Il faut noter aussi qu'à partir de 2007 ces importations ont chuté considérablement pour venir à 48.615.683.379 FCFA en 2010 soit une baisse de 53,43%.

En général, les importations alimentaires occupent une proportion significative des achats extérieurs du Bénin. Même si ces volumes sont loin de refléter une certaine précarité alimentaire nationale, les importations alimentaires peuvent bouleverser les habitudes alimentaires des populations et susciter de nouveaux besoin difficiles à satisfaire à long terme. Elles jouent également un rôle important dans la formation des prix sur les différents marchés. La relative stabilité des prix des produits importés tire à la baisse ceux des produits locaux annihilant ainsi les incitations à la production (Atlas de la sécurité alimentaire, 2000).

De l'examen du graphique 8, on constate que de 1990 à 1994 les exportations alimentaires ont connu une légère stabilisation avant d'enregistrer un accroissement rapide jusqu'à atteindre son niveau maximal de 97.142.356.000 FCFA en 1997. Ces exportations ont brusquement chuté en 1998 pour venir à 20.938.545 FCFA soit une baisse de 99,97%. A ce niveau les exportations alimentaires sont restées à nouveau pratiquement constante jusqu'en 2006 avant de s'accroître jusqu'à 53.373.798.047 FCFA en 2010.

Le graphique 9 montre que sur la période de 1990 à 1992, les aides alimentaires sont pratiquement restées stationnaires. Mais à partir de 1992 ces aides ont évolué de manière irrégulière pour atteindre un seuil maximal de 7761.472.800 FCFA en 2010.

De manière générale, les aides ont un caractère marginal compte tenu de la capacité de production du pays et du mécanisme de réexportation des céréales importés. Les quelques milliards de francs d'aide alimentaire dont bénéficie le Bénin, sont surtout octroyés comme aides programmées d'une part et d'autre part comme une subvention indirect au budget. Il faut noter de nos jours l'ouverture des cantines scolaires et la prolifération des orphelinats, ce qui se traduit par une orientation des aides alimentaires vers ces centres.

En tout état de cause, l'aide alimentaire, à la différence des pays sahéliens, rentre très peu en ligne de compte dans la problématique de la sécurité alimentaire parce que son impact sur les populations rurales et urbaines reste faible. Les principales agences gérantes de ces aides alimentaires sont: le PAM, le CRS, le MAEP, l'ONASA. Quant aux donateurs, ils concernent les USA, le PAM, la Lybie, le Japon, etc (Abiassi, 2006).

2-1-10- Analyse de l'évolution de l'offre alimentaire disponible par habitant.

Cette partie traite de l'analyse de l'offre alimentaire disponible par Béninois sur la période de 1990 à 2010.

Soient OAD(t) l'offre alimentaire disponible à l'année t, POP(t) la population totale à l'année t et OADH(t) l'offre alimentaire disponible par habitant à l'année t. On a :

Le graphique 10 montre que l'offre alimentaire disponible par habitant au Bénin a évolué de manière croissante et irrégulière sur toute la période de 1990 à 2010. Cette croissance est due à plusieurs politiques du gouvernement dans l'optique de réduire l'insécurité alimentaire.

Dans cette partie, nous allons présenter les résultats issus des différents tests sur les variables, les résultats des estimations des différents modèles ainsi que les tests de validation de ces modèles.

2-2-1- Présentation des résultats du modèle (1-1) de la demande d'importation du riz

Pour déterminer le degré de stationnarité (ordre d'intégration) des variables des modèles, nous avons utilisé le test de Dickey-Fuller Augmenté et le test de coïntégration de Johansen. Cette partie vise à déterminer l'ordre d'intégration de chaque variable des modèles. Elle permet également de choisir la technique d'estimation appropriée aux modèles. Les résultats sont présentés dans les tableaux suivants.

Le test en niveau sur les séries est l'étape primordiale d'étude de la stationnarité. Il est qualifié du test de Dickey-Fuller Augmenté. Ce test permet de savoir si les séries sont stationnaires ou intégrées. Le tableau 1 présente les résultats du test de stationnarité sur les variables.

Tableau 1: Présentation des résultats du test ADF en niveau sur les variables du modèle (1-1)

Variables	Lags	Tendance	constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
M	1	Non	Non	-1,5451	-1,9601	Non stationnaire
PM	1	Non	Non	-1,1552	-1,9601	Non stationnaire
PRMD	1	Non	Non	1,4287	-1,9601	Non stationnaire
PRLD	1	Non	Non	0,9844	-1,9601	Non stationnaire
TCCN	3	Oui	Non	-0,7530	-1,9629	Non stationnaire
TCDC	1	Non	Non	-0,0630	-1,9601	Non stationnaire

De l'analyse du tableau 1 sur les résultats du test de stationnarité, il ressort qu'aucune des variables n'est stationnaire en niveau. La recherche de l'ordre de l'intégration devient nécessaire. (Annexe N°6)

La non stationnarité des séries nous conduit à voir si nos variables sont intégrées d'ordre un (1). Le tableau 2 présente les résultats des tests de stationnarité en différence première sur les variables.

Tableau 2 : Présentation des résultats du test ADF en différence première du modèle (1-1)

Variables	Lags	Tendance	constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
M	1	Non	Non	-3,9644	-1,9614	Stationnaire
PM	1	Non	Non	-5,0160	-1,9614	Stationnaire
PRMD	1	Non	Non	-1,3769	-1,9614	Non stationnaire
PRLD	1	Non	Non	-3,0557	-1,9614	Stationnaire
TCCN	3	Non	Oui	-10,8999	-3,0655	Stationnaire
TCDC	1	Non	Non	-2,7638	-1,9614	Stationnaire

Le tableau 2 montre que les variables comme M, PM, PRLD, TCCN et TCDC du modèle sont stationnaires en différence première. D'où elles sont intégrées d'ordre un (1) (Annexe N°6).

Tableau 3 : Présentation des résultats du test ADF en différence seconde du modèle (1-1)

Variables	Lags	Tendance	constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
PRMD	1	Non	Non	-4,9658	-1,9628	Stationnaire

Le tableau 3 montre que la variable PRMD est stationnaire en différence seconde. D'où elle est intégrée d'ordre deux (2) (voir annexe N°6). Le fait que toutes les séries sont intégrées d'ordre un (1) et d'ordre deux (2) nous fait penser à la présence de relations de coïntégration.

L'analyse du test de coïntégration de Johansen fait apparaître une relation de coïntégration au seuil de 5% entre les variables du modèle1-1 (Annexe N°7). D'où la nécessité de réaliser un modèle à correction d'erreur.

La méthode retenue pour l'estimation des modèles de long terme et de court terme est celle à deux étapes de Engel et Granger.

a. Estimation du modèle (1-1) de long terme de la demande d'importation du riz et tests statistiques

Les résultats d'estimation du modèle (1-1) de long terme se présente comme suit :

De l'examen des résultats d'estimation (Annexe N°6), il ressort que le coefficient de détermination R² = 0,907848 indique que la qualité de la régression du modèle de long terme est bonne. C'est-à-dire que les fluctuations de la demande d'importation du riz sont expliquées à 90,7848% par les variables explicatives du modèle.

Il s'agit de tester si chacune des variables figurant dans le modèle de long terme contribue significativement à l'explication de la variable endogène. C'est-à-dire si chacun de ces coefficients est significativement différent de zéro au sens de Student au seuil de 5%.

De l'examen des résultats d'estimation (Annexe N°6), il ressort que les coefficients du prix du riz local à Dantokpa, le prix du riz importé à Dantokpa, le taux de change CFA/Naira et du Dummy ne sont pas significativement différents de zéro (0) avec pour probabilité respective prob = 0,0841 ; prob = 0,2810 ; prob = 0,2184 et prob = 0,2712.

Par contre, l'analyse de ces résultats montre également que les coefficients du prix à l'importation du riz et le taux de change dollar/CFA sont statistiquement différents de zéro (0) avec pour probabilité respective prob = 0,0000 et prob = 0,0002. Toutes ces deux variables sont significatives au seuil de 1% et donc de 5%. Il y a donc un rapport de cause à effet entre ces variables explicatives et la variable expliquée. Pour apprécier la qualité de notre modèle quelques tests sont donc effectués.

· Quelques tests statistiques sur le modèle de long terme de la demande d'importation du riz.

Le test de normalité permet de savoir si les erreurs du modèle suivent une loi normale ou pas. Le test de Jarque-Bera, encore appelé test de Skewness-Kurtosis permet de tester la normalité des erreurs. Le test d'hypothèses est le suivant :

On accepte Ho si la valeur de prob > chi2 est supérieure à 5% et on accepte H1 dans le cas contraire. La valeur de la probabilité prob = 0,969512 (Annexe N°9, graphique 1) attachée à la statistique de Jarque-Bera est supérieure à 5 %. Alors, les erreurs du modèle suivent une loi normale.

L'autocorrélation est une situation dans laquelle les termes d'erreurs ne sont pas indépendants au cours du temps. Ce qui signifie que l'espérance mathématique

avec

. Les erreurs peuvent être positives, négatives ou nulles. Cependant, ce test permet de savoir si ces erreurs sont corrélées entre elles ou non. Ce qui revient à vérifier si les erreurs d'une observation sont corrélées à celles des autres. D'où le test de Durbin-Watson et/ou le test de Breusch-Godfrey. Dans le cadre de cette étude, nous allons effectuer le test de Breusch-Godfrey. Ce test permet de détecter si les erreurs sont corrélées ou pas entre elles. C'est-à-dire de vérifier si l'espérance mathématique du terme d'erreur est nulle (erreurs non corrélées) ou différent de zéro (erreurs corrélées). Il s'agit de tester :

On accepte Ho si la valeur de Prob > F est supérieur à 5%. On accepte H1 dans le cas contraire.

La valeur de probabilité 0,599869 (voir annexe N°9) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite nous pouvons conclure que les erreurs ne sont pas autocorrélées.

Ce test permet en réalité de savoir si la variance conditionnelle du terme d'erreur sachant Xi est une constante ou non. Pour détecter la présence de l'hétéroscédasticité ou non, plusieurs tests ont été développés à ce sujet. Il s'agit du test de Golfeld-Quandt, du test de White, du test de coefficient de rang ou d'ordre de Spearman et du test Breusch-Pagan.

Par ailleurs, dans le cadre de cette étude, le test de White est effectué. Il s'agit de tester :

H1 : la variance du terme d'erreur est différente d'une constante (hétéroscédasticité).

On accepte Ho si la valeur de la probabilité est supérieure à 5% et on la rejette si non. La valeur de la probabilité obtenue 0,353123 (annexe N°9) est supérieure à 5%. Nous pouvons conclure que les erreurs sont homoscédastiques.

Ce test permet d'observer si le modèle souffre d'omission de variables importantes. La valeur de la probabilité attachée à la statistique de Ramsey est 0,062292 (annexe N°9) supérieure à 5 %. On en déduit que le modèle de court terme ne souffre pas d'omission de variables importantes.

Il s'agit de test Cusum et Cusum carré de stabilité. Les résultats obtenus après instruction sous Eviews 5.1 montrent que les courbes respectives sur le test Cusum et Cusum carré de stabilité ne coupent pas le corridor (annexe N°9, graphique 2 et 3). Nous pouvons conclure que le modèle est structurellement stable et ponctuellement stable sur chacun de ces tests.

Ce test permet de détecter la multicolinéarité entre les variables explicatives du modèle. Il s'agit de comparer la valeur la plus élevée des coefficients de la matrice des variances et covariances qu'on élève au carré, à la valeur du coefficient de détermination du modèle de long terme. La valeur r =0,594465 la plus élevée de la matrice des variances et des covariances élevée au carré (voir annexe N°13) est inférieure à celle du coefficient de détermination 0,907848 (r²=0,353388<0,907848). D'où on note une absence de multicolinéarité entre les variables explicatives du modèle de long terme.

L'estimation du modèle de court terme permet d'avoir l'effet immédiat d'une politique macroéconomique sur un phénomène étudié. Il s'agit ici d'observer comment les variables explicatives du modèle affectent la demande d'importation du riz au Bénin. Le modèle de court terme à estimer est le suivant :

Avec D. la dérivée en différence première de la variable, M la demande d'importation du riz, PM le prix à l'importation du riz, PRLD le prix du riz local à Dantokpa, TCCN le taux de change CFA/Naira, TCDC le taux de change dollar/CFA et D.(PRMD,2) la dérivée en différence seconde du prix du riz importé à Dantokpa.

= 1,....5 représente les paramètres du modèle à étudier et

représente les erreurs de spécification des variables qui ne sont pas prises en compte dans le modèle. Enfin,

est la constante du modèle.

De l'examen des résultats de régression (Annexe N°11), il ressort que le coefficient associé à la force de rappel est négatif (-0,704759) et significativement différent de zéro au seuil statistique de 1%. Il existe donc bien un mécanisme à correction d'erreur. A long terme, les déséquilibres entre la demande d'importation du riz et les variables explicatives se compensent de sorte que les séries ont des évolutions similaires.

Le coefficient de détermination multiple R² = 0,964941 indique que la qualité de la régression est relativement bonne. C'est-à-dire que la demande d'importation du riz est à 96,4941% expliquée par les variables explicatives du modèle.

De même, la prob (F-statistic) = 0 ,000000 est inférieure à 5%. Alors le modèle de court terme est globalement significatif.

De l'examen des résultats d'estimation, il ressort que les coefficients du prix du riz local et importé à Dantokpa, du taux de change CFA/Naira ne sont pas significativement différents de zéro (0) avec pour probabilité respective prob = 0,6991 ; prob = 0,2118 et prob = 0,7524.

Par contre, l'examen des mêmes résultats montre également que les coefficients du prix à l'importation du riz et taux de change dollar/CFA sont statistiquement différents de zéro (0) avec pour probabilité respective prob = 0,0000 et prob = 0,0001. Ces variables sont significatives au seuil de 1% et donc de 5%. Il y a donc une relation de cause à effet entre ces variables explicatives et la variable expliquée. Pour apprécier la qualité de notre modèle quelques tests sont donc effectués.

· Tests classiques sur le modèle de court terme de la demande d'importation du riz.

Une étude économétrique consiste non seulement à estimer des paramètres d'un modèle, mais aussi, à tester des hypothèses afin de valider le modèle économique théorique. Les paramètres estimés sont des variables aléatoires, ce ne sont pas des valeurs certaines, ils ne sont pas exactement identiques à la vraie valeur des paramètres. Il s'agit ici des tests statistiques habituels effectués sur des études économétriques. Ces tests vont nous permettre en réalité de ressortir la robustesse du modèle de l'étude et les conséquences liées à la violation ou non des hypothèses de bases relatives à ces tests ; ceci afin de compléter les résultats des estimations.

La valeur de probabilité 0,066449 (Annexe N°12, Graphique 10) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite nous pouvons conclure que les erreurs suivent une loi normale.

La probabilité prob > F attachée à la statistique est 0,416434 supérieure à 5%. Par conséquent, on peut affirmer que les résidus du modèle de court terme ne sont pas autocorrélés. (Annexe N°12)

La valeur Prob > chi2 = 0,999777 est supérieure à 5%. D'où on accepte l'hypothèse nulle Ho. Par suite, on peut conclure que la valeur de la variance du terme d'erreur est une constante. Par conséquent, on est en présence d'homoscédasticité. (Annexes N°12)

La valeur de la probabilité attachée à la statistique de Ramsey est 0,160226 (Annexe N°12) supérieure à 5 %. D'où le modèle de court terme ne souffre pas d'omission de variables importantes.

Dans le cadre de cette étude les tests de Cusum et de Cusum carré ont été effectués (Annexe N°12, Graphiques 11 et 12). Chaque test montre que la courbe correspondante ne coupe pas le corridor. Le modèle est donc structurellement stable et ponctuellement stable.

Cette partie vise à déterminer l'ordre d'intégration de chaque variable du modèle1-2. Elle nous permet également de choisir la technique d'estimation appropriée à notre modèle.

Le tableau 4 présente les résultats du test de stationnarité sur les variables

Tableau 4 : Présentation des résultats du test ADF en niveau sur les variables du modèle (1-2)

Variables	Lags	Tendance	Constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
LM	1	Non	Non	0,1593	-1,9601	Non stationnaire
LPNR	3	Non	Oui	-3,1541	-3,0521	Stationnaire
LREXR	1	Non	Non	0,1267	-1,9601	Non stationnaire
LAAL	3	Oui	Oui	-12,9315	-3,0521	Non stationnaire
LPIBr	1	Non	Non	3,6384	-1,9601	Non stationnaire
LPOP	2	Non	Non	6,1233	-1,9614	Non stationnaire

De l'analyse du tableau 4 sur les résultats du test de stationnarité, il ressort que seule la variable LPNR est stationnaire en niveau. La recherche de l'ordre de l'intégration sur les autres variables devient nécessaire. (Voir annexe N°6)

Tableau 5 : Présentation des résultats du test ADF en différence première du modèle (1-2)

Variables	Lags	Tendance	Constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
LM	1	Non	Non	-3,2093	-1,9614	Stationnaire
LREXR	1	Non	Non	-3,7932	-1,9614	Stationnaire
LAAL	3	Non	Non	-8,8361	-1,9644	Stationnaire
LPIBr	1	Non	Non	-1,2727	-1,9614	Non stationnaire
LPOP	1	Non	Oui	-5,6886	-3,0403	Stationnaire

Le tableau 5 montre que les variables comme LM, LREXR, LAAL, LPOP du modèle (1-2) sont stationnaires en différence première. D'où elles sont intégrées d'ordre un (1) (Annexe N°6).

Tableau 6 : Présentation des résultats du test ADF en différence seconde du modèle (1-2)

Variables	Lags	Tendance	constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
LPIBr	3	Non	Non	-3,3940	-1,9662	Stationnaire

Le tableau 6 montre que la variable LPIBr est stationnaire en différence seconde. D'où elle est intégrée d'ordre deux (2) (Annexe N°6).

L'analyse du test de coïntégration de Johansen fait apparaître six (6) relations de coïntégration au seuil de 5% entre les variables du modèle (1-2) (Annexe N°7). D'où la nécessité de réaliser un modèle à correction d'erreur.

a. Estimation du modèle 1-2 de long terme de la demande d'importation du riz et tests statistiques

Les résultats d'estimation du modèle (1-2) de long terme sont présentés comme suit.

De l'examen de la régression (Annexe N°11), il ressort que le coefficient de détermination multiple R² = 0,808743 indique que la qualité de la régression du modèle de long terme est bonne. C'est-à-dire que les fluctuations de la demande d'importation du riz sont expliquées à 80,8743 % par les variables explicatives du modèle.

De l'examen de la régression, il ressort que les coefficients de la PNR, du PIBr et du POP ne sont pas significativement différents de zéro (0) au seuil de 5% avec pour probabilité respective prob = 0,8269 ; prob = 0,1840 et prob = 0,8860

Par contre, l'analyse du même tableau montre également que les coefficients de la REXR et de l'AAL sont statistiquement différents de zéro (0) au seuil de 5% avec pour probabilité respective prob = 0,0000 et prob = 0,0189. Pour apprécier la qualité du modèle quelques tests sont donc effectués.

· Quelques tests statistiques sur le modèle de long terme de la demande d'importation du riz

La valeur de la probabilité prob = 0,077678 (Annexe N°9, Graphique 4) attachée à la statistique Jarque-Bera est supérieure à 5 %. Alors, les erreurs du modèle suivent une loi normale.

La valeur de probabilité 0,77631 (Annexe N°9) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite nous pouvons conclure que les erreurs ne sont pas autocorrélées.

La valeur de la probabilité obtenue 0,283044 (Annexe N°9) est supérieure à 5%. Nous pouvons conclure que les erreurs sont homoscédastiques.

Ce test permet d'observer si le modèle souffre d'omission de variables importantes. La valeur de la probabilité attachée à la statistique de Ramsey est 0,058283 (Annexe N°9) supérieure à 5 %. D'où le modèle de court terme ne souffre pas d'omission de variables importantes.

Il s'agit du test Cusum et Cusum carré de stabilité. Les résultats obtenus après instruction sous Eviews 5.1 montrent que les courbes respectives sur le test Cusum et Cusum carré de stabilité ne coupent pas le corridor (Annexe N°9, Graphique 5 et 6). Nous pouvons conclure que le modèle est structurellement stable et ponctuellement stable sur chacun de ces tests.

La valeur r = 0,461293 la plus élevée de la matrice des variances et des covariances élevée au carré (Annexe 13) est inférieure à celle du coefficient de détermination R²=0,808743 (r²= 0,212791 < 0,808743). D'où on note une absence de multicolinéarité entre les variables explicatives du modèle de long terme.

L'estimation du modèle de court terme permet d'avoir l'effet immédiat d'une politique macroéconomique sur un phénomène étudié. Il s'agit ici d'observer comment les variables explicatives de notre modèle affectent la demande d'importation du riz au Bénin. Le modèle de court terme à estimer est le suivant :

Avec L le logarithme népérien, D. la dérivée en différence première de la variable, PNR la production nationale du riz, M la demande d'importation du riz, REEXR la réexportation du riz, AAL l'aide alimentaire, POP la population totale, D.(LPIBr,2) représente la dérivée en différence seconde du logarithme népérien du PIBr.

= 1,....5 représente les paramètres du modèle à étudier et

(t) représente les erreurs de spécification et des variables qui ne sont pas prises en compte dans le modèle. Enfin,

est la constante du modèle.

Les résultats d'estimation du modèle de court terme sont présentés comme suit :

De l'examen de l'estimation (annexe 11), il ressort que le coefficient associé à la force de rappel est négatif (-0,202366). Il existe donc bien un mécanisme à correction d'erreur. A long terme, les déséquilibres entre la demande d'importation du riz et variables explicatives se compensent de sorte que les séries ont des évolutions similaires.

Le coefficient de détermination multiple R² = 0,818151 indique que la qualité de la régression est relativement bonne. C'est-à-dire que la demande d'importation du riz est à 81,8151% expliquée par les variables explicatives du modèle. De même, la prob (F-statistic) est égale à 0 ,001481 et est inférieure à 5%. Alors le modèle de court terme est globalement significatif.

De l'analyse de la régression, il ressort que les coefficients de la production nationale du riz, du PIB réel, de la population ne sont pas significativement différents de zéro avec pour probabilité respective prob = 0,8792 ;prob = 0,3382; prob = 0,4756.

Par contre, l'analyse du même tableau montre également que le coefficient de la réexportation du riz est statistiquement différent de zéro au seuil de 1% avec pour probabilité prob = 0,0000 et que celui de l'aide alimentaire est statistiquement différent de zéro au seul de 5% avec pour probabilité prob = 0,0269. Il y a donc de relation de cause à effet entre ces variables explicatives et la variable expliquée. Pour apprécier la qualité de notre modèle quelques tests sont donc effectués.

· Tests classiques sur le modèle de court terme de la demande d'importation du riz.

La valeur de probabilité 0,261108 (Annexe 12, graphique 13) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite, nous pouvons conclure que les erreurs suivent une loi normale.

La valeur de probabilité 0,460006 (Annexe 12) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite nous pouvons conclure que les erreurs ne sont pas autocorrélées.

La valeur Prob > chi2 = 0,666298 est supérieure à 5% (Annexe 12). D'où on accepte l'hypothèse nulle Ho. Par suite, on peut conclure que la valeur de la variance du terme d'erreur est une constante. Par conséquent, nous assistons à la présence d'homoscédasticité.

La valeur de la probabilité attachée à la statistique de Ramsey est 0,148541 (Annexe 12) supérieure à 5 %. D'où le modèle de court terme ne souffre pas d'omission de variables importantes.

Dans le cadre de notre étude les tests de Cusum et de Cusum carré ont été effectués (Annexe 12, Graphiques 14 et 15). Chaque test montre que la courbe correspondante ne coupe pas le corridor. Le modèle est donc structurellement stable et ponctuellement stable.

Cette partie vise à déterminer l'ordre d'intégration de chaque variable du modèle 2. Elle nous permet également de choisir la technique d'estimation appropriée à notre modèle.

Le tableau 7 présente les résultats du test de stationnarité sur les variables

Tableau 7 : Présentation des résultats du test ADF en niveau sur les variables du modèle 2

Variables	Lags	Tendance	constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
LOADH	1	Oui	Non	2,2133	-1,9601	Non stationnaire
LPALN	1	Oui	Non	2,2638	-1,9601	Non stationnaire
LMR	1	Non	Non	0,1593	-1,9601	Non stationnaire
LMAL	3	Non	Oui	-3,5979	-3,0521	Stationnaire
LREXR	1	Non	Non	0,1267	-1,9601	Non stationnaire
LAAL	3	Oui	Oui	-12,9315	-3,0521	Non stationnaire
LXAL	1	Non	Non	0,6302	-1,9601	Non stationnaire
TPIBr	2	Non	Oui	-2,2258	-3,0403	Non stationnaire
TINF	3	Oui	Non	-1,1420	-1,9628	Non stationnaire

De l'examen du tableau 7 sur les résultats du test de stationnarité, il ressort que seule la variable LMAL est stationnaire en niveau. La recherche de l'ordre de l'intégration sur les autres variables devient nécessaire. (Annexe N°6)

Tableau 8 : Présentation des résultats du test ADF en différence première du modèle 2

Variables	Lags	Tendance	constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
LOADH	2	Non	Oui	-3,8321	-3,05211	Stationnaire
LPALN	1	Non	Oui	-4,5127	-3,0403	Stationnaire
LMR	1	Non	Non	-3,2093	-1,9614	Stationnaire
LREXR	1	Non	Non	-3,7932	-1,9614	Stationnaire
LAAL	3	Non	Non	-8,8361	-1,9644	Stationnaire
LXAL	1	Non	Non	-3,0916	-1,9614	Stationnaire
TPIBr	3	Non	Non	-3,0624	-1,9644	Stationnaire
TINF	3	Oui	Non	-5,7026	-1,9644	Non stationnaire

Le tableau 8 montre que les variables comme LOADH, LPALN, LMR, LREXR, LAAL, LXAL, TPIBr du modèle 2 sont stationnaires en différence première. D'où elles sont intégrées d'ordre un (1) (Annexe 6).

Tableau 9 : Présentation des résultats du test ADF en différence seconde du modèle 2

Variables	Lags	Tendance	constante	Stat-cal	Stat-théo	Conclusion
TINF	3	Non	Non	-3,3896	-1,9662	Stationnaire

Le tableau 9 montre que la variable TINF est stationnaire en différence seconde. D'où elle est intégrée d'ordre deux (2) (Annexe 6).

a. Estimation du modèle 2 de long terme de l'offre alimentaire disponible par habitant et tests statistiques

Les résultats d'estimation du modèle (2) de long terme sont présentés comme suit :

De l'examen de la régression, il ressort que le coefficient de détermination multiple R² = 0,970658 indique que la qualité de la régression du modèle de long terme est bonne. C'est-à-dire que les fluctuations de l'offre alimentaire disponible par habitant sont expliquées à 97,0658 % par les variables explicatives du modèle.

De l'examen de la régression, il ressort que les coefficients de MAL, AAL, MR, REXR et TPIBr ne sont pas significativement différents de zéro avec pour probabilité respective prob = 0,8580 ; prob = 0,0592; prob = 0,5618; prob = 0,4356 ; prob = 0,3224.

Par contre, l'analyse du même tableau montre également que le coefficient de PALN et XAL sont statistiquement différents de zéro (0) au seuil de 1% avec pour probabilité respective prob = 0,0000 et prob = 0,0027 et que celui de TINF est statistiquement différent de zéro (0) au seul de 5% avec pour probabilité prob = 0,0251. Il y a donc de relation de cause à effet entre ces variables explicatives et la variable expliquée. Pour apprécier la qualité de notre modèle quelques tests sont donc effectués.

· Tests classiques sur le modèle de long terme de l'offre alimentaire disponible par habitant.

La valeur de probabilité 0,200159 (Annexe N°9, graphique 7) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite, nous pouvons conclure que les erreurs suivent une loi normale.

La valeur de probabilité 0,995013 (Annexe N°9) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite nous pouvons conclure que les erreurs ne sont pas autocorrélées.

La valeur Prob > chi2 = 0,394614 est supérieure à 5%. D'où on accepte l'hypothèse nulle Ho. Par suite, on peut conclure que la valeur de la variance du terme d'erreur est une constante. Par conséquent, nous assistons à la présence d'homoscédasticité (Annexe N°9).

La valeur de la probabilité attachée à la statistique de Ramsey est 0,637234 (Annexe N°9) supérieure à 5 %. D'où le modèle de court terme ne souffre pas d'omission de variables importantes.

Dans le cadre de cette étude les tests de Cusum et de Cusum carré ont été effectués (annexe N°9, Graphiques 8 et 9).

Chaque test montre que la courbe correspondante ne coupe pas le corridor. Le modèle est donc structurellement stable et ponctuellement stable.

La valeur r = 0,786361 la plus élevée de la matrice des variances et des covariances élevée au carré (voir annexe 13) est inférieure à celle du coefficient de détermination R²=0,970658 (r²=0,786361<0,970658). D'où on note une absence de multicolinéarité entre les variables explicatives du modèle de long terme.

Les résultats d'estimation du modèle (2) de court terme sont présentés comme comme suit :

De l'examen de la régression, il ressort que le coefficient associé à la force de rappel est négatif (-0,048560). Il existe donc bien un mécanisme à correction d'erreur. A long terme les déséquilibres entre l'offre alimentaire disponible par habitant et les variables explicatives se compensent de sorte que les séries ont des évolutions similaires.

Le coefficient de détermination multiple R² = 0,973272 indique que la qualité de la régression est relativement bonne. C'est-à-dire que l'offre alimentaire disponible par habitant est à 97,3272% expliquée par les variables explicatives du modèle.

De même, la prob (F-statistic) = 0 ,000024 est inférieure à 5%. Alors le modèle de court terme est globalement significatif.

De l'examen de la regression, il ressort que les coefficients de LMAL, LAAL, LMR, LREXR, LTINF et LTPIBr ne sont pas significativement différents de zéro avec pour probabilité respective prob = 0,4719 ; prob = 0,1005; prob = 0,7343 ; prob = 0,6172 ; prob = 0,0711 ; prob = 0,6654.

Par contre, l'analyse du même tableau montre également que le coefficient de LPALN est statistiquement différent de zéro (0) au seuil de 1% avec pour probabilité prob = 0,0000 et que celui de l'aide LXAL est statistiquement différent de zéro (0) au seuil de 5% avec pour probabilité prob = 0,0174. Il y a donc de relation de cause à effet entre ces variables explicatives et la variable expliquée. Pour apprécier la qualité de notre modèle quelques tests sont donc effectués.

· Tests classiques sur le modèle de court terme de l'offre alimentaire disponible par habitant.

La valeur de probabilité 0,119544 (Annexe N°12, Graphique 16) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite, nous pouvons conclure que les erreurs suivent une loi normale.

La valeur de probabilité 0,246067 (Annexe N°12) obtenue est supérieure à 5%. On accepte Ho. Par suite nous pouvons conclure que les erreurs ne sont pas autocorrélées.

La valeur de la probabilité attachée à la statistique de Ramsey est 0,505489 (Annexe N°12) supérieure à 5 %. D'où le modèle de court terme ne souffre pas d'omission de variables importantes.

Dans le cadre de notre étude les tests de Cusum et de Cusum carré ont été effectués (Annexe N°12, Graphiques 17 et 18). Chaque test montre que la courbe correspondante ne coupe pas le corridor. Le modèle est donc structurellement stable et ponctuellement stable.

2-3-1- Analyse de l'évolution de l'importation du riz et de la sécurité alimentaire au Bénin de 1990 à 2010

2-3-1-1- Analyse de l'évolution de l'importation du riz par rapport à la production nationale du riz au Bénin de 1990 à 2010

L'analyse de l'importation par rapport à la production du riz se fera à travers l'analyse de la courbe du ratio de la production à l'importation du riz.

- De 1990 à 1998 où le ratio de la production à l'importation du riz a hautement augmenté pour atteindre un seuil maximal de 0,75 en 1998.

- De 1998 à 2010 où ce ratio a brutalement subit une baisse graduelle pour revenir à 0,076 en 2007 avant de remonter légèrement à 0,27 en 2010.

Nous retenons de façon générale que ce ratio est strictement compris entre 0 et 1 et sa valeur maximale est de 0,75 en 1998. Donc sur toute la période d'analyse, la production du riz n'a jamais atteint l'importation du riz au Bénin. Ce qui confirme les résultats des études antérieures qui stipulent que le Bénin n'est pas autosuffisant en riz. Les importations massives servent alors à satisfaire le déficit des besoins de consommation du riz d'une part, et les réexportations vers les pays de l'hinterland notamment le Nigéria d'autre part. (Abiassi, 2006)

Graphique 11 : Evolution de l'importation du riz par rapport à la production nationale du riz

Source : Réalisé par les auteurs à partir des données du Port Autonome de Cotonou et de la DPP/MAEP

La dépendance alimentaire mesure l'expression simultanée des aides alimentaires et des importations alimentaires sur l'offre alimentaire disponible dans un pays. Plus la dépendance est grande, plus le pays dépend de l'extérieur.

Soient TDAL(t) le taux de dépendance alimentaire, OAD(t) l'offre alimentaire disponible, AAL(t) l'aide alimentaire, MAL(t) les importations alimentaires, PALN(t) la production alimentaire nationale et XAL(t) les importations alimentaires à l'année t. On a :

Le graphique 12 ci-dessous retrace l'évolution du taux de dépendance alimentaire sur la période 1990-2010.

Le graphique 12 montre que de 1990 à 1995, le TDAL a évolué de 0,043% à 7,57% avant de connaître une évolution irrégulière de 1995 à 2010 avec une part élevée de 11,08% en 2007 et une part faible de 2,19% en 2000. Mais il faut remarquer que de 2007 à 2010, cette part a considérablement baissé jusqu'à atteindre 2,28% en 2010.

Ces faibles parts des aides alimentaires et des importations alimentaires dans l'offre alimentaire disponible témoignent de leur contribution négligeable dans la sécurité alimentaire au Bénin. Cette situation peut être expliquée par la politique de la réexportation des produits alimentaires importés que les opérateurs économiques pratiquent et le niveau faible des aides. Ce qui montre que le Bénin fait un effort en matière de production pour assurer la sécurité alimentaire des citoyens.

2-3-2- Analyse des déterminants de la demande d'importation du riz au Bénin de 1990 à 2010.

Interprétation des résultats des estimations des modèles de long et court terme de la demande d'importation du riz.

Il ressort des estimations que, quatre (4) variables expliquent en grande partie la demande d'importation du riz. Il s'agit de la réexportation du riz (REXR), de l'aide alimentaire (AAL), du prix à l'importation du riz (PM) et du taux de change dollar/FCFA (TCDC).

Les résultats du modèle montrent que la réexportation du riz, variable pertinente de cette étude a une influence positive sur l'importation du riz au Bénin et ses coefficients à long terme (0,799661) et à court terme (0,828206) sont significatifs au seuil de 1% ; le signe obtenu correspond à celui attendu. Une hausse de 10% de la réexportation du riz entraîne une augmentation de 7,99661% de la demande d'importation du riz à long terme et de 8,28206% à court terme. Un tel résultat s'explique par le fait qu'une augmentation du volume du riz réexporté conduira les importateurs à importer plus du riz. Ceci est lié aux effets combinés du détournement de trafic en direction des pays de l'hinterland à cause de la crise ivoirienne et de l'augmentation au Nigéria des taxes douanières sur le riz importé. De ce fait, on assistera à une hausse des recettes fiscales qui constituent la principale source de financement de l'économie béninoise.

Le taux de change dollar/FCFA constitue un frein pour l'importation du riz au Bénin, son coefficient (-7,08.10⁸) à long terme et (-7,74.10⁸) à court terme sont négatifs et significatifs au seuil de 1%. Une augmentation du taux de change dollar/FCFA de 10% entraîne une baisse de la demande d'importation du riz de 50,9566% à long terme et de 55,7068% à court terme; ce qui est conforme au signe attendu. Son augmentation se traduit par une diminution du pouvoir d'achat des importateurs.

Le prix à l'importation du riz stimule la demande d'importation du riz au Bénin, son coefficient (5,73.10⁸) à long terme et (5,07.10⁸) à court terme est significatif au seuil de 1%. De plus, si le prix à l'importation augmente de 10%, la demande d'importation du riz augmente de 17,4518% à long terme et de 15,4416% à court terme. Ceci est contraire au signe théorique attendu. Cela s'explique par le fait que le prix à l'importation du riz est relativement faible au Port Autonome de Cotonou. En moyenne, il est de 226,13 FCFA/Kg sur toute la période d'étude et ne réduit donc pas significativement le pouvoir d'achat des importateurs béninois. Ce faible niveau du prix à l'importation s'explique par le dumping que font les grands pays exportateurs du riz. En effet les gouvernements adoptent dans ces pays un prix minimum garanti. Ce prix minimum garanti entraîne un excédent de la production que l'Etat rachète automatiquement pour éviter la chute des prix.

L'aide alimentaire influence positivement et significativement au seuil de 5% la demande d'importation du riz au Bénin. Ainsi, une augmentation de l'aide alimentaire de 10% entraîne une hausse de la demande d'importation du riz de 1,49822% à long terme et de 1,53478% à court terme. Elle vient donc en augmentation du volume total des importations alimentaires donc de l'importation du riz. L'aide alimentaire crée une demande d'importation du riz car elle habitue les consommateurs à demander plus du riz et donc fait une pression sur l'importation du riz.

Enfin le prix du riz local et importé à Dantokpa (PRLD, PRMD), le taux de change CFA/Naira (TCCN), la production nationale du riz (PNR), le PIB réel (PIBr), la population totale (POP) à travers leurs coefficients respectifs (2,56.10⁸) ; (-1,75.10⁸) ; (-2,64.10⁹) ; (-0,023374) ; (-1,890561) et (-1,301552) n'ont pas d'impact significatif sur la demande d'importation du riz au Bénin.

2-3-3- Analyse des effets de l'importation du riz sur l'offre alimentaire disponible par habitant au Bénin de 1990 à 2010

Les résultats du modèle montrent que l'importation du riz, variable pertinente de cette étude n'influence pas l'offre alimentaire disponible par habitant au Bénin et ses coefficients (-0,024164) à long terme et (-0,019072) à court terme ne sont pas significatifs au seuil de 5%. Il faut remarquer qu'un tel résultat constitue un paradoxe et est contraire au signe attendu. Ceci s'explique par plusieurs raisons :

- Le phénomène de la réexportation du riz vers les pays limitrophes du Bénin. L'étude a montré qu'une hausse de 10% de la réexportation du riz entraîne une augmentation de 7,99661% de la demande d'importation du riz à long terme et de 8,28206% à court terme. Cela signifie donc qu'en réalité, le riz importé au Bénin va plus en augmentation de l'offre alimentaire d'autres pays tiers.

- Le phénomène d'autoconsommation du riz dans les régions du Bénin où le riz est produit. En effet, en dehors du Sud où l'autoconsommation est faible, le riz est largement autoconsommé dans les autres régions du pays. L'exploitant agricole met en valeur la culture du bas-fond pour couvrir en partie ses besoins alimentaires (Abiassi, 2006).

- La concentration du riz importé dans les grandes villes du Sud. Le riz importé transite par le Port Autonome de Cotonou et se déverse directement sur les marchés du Sud. Du fait de l'autoconsommation dans les milieux ruraux, le riz importé n'est pas pratiquement consommé par ces habitants.

Cette étude est consacrée à l'analyse des effets de l'importation du riz sur la sécurité alimentaire au Bénin sur la période de 1990 à 2010. A l'issue de l'étude, nous pouvons vérifier les hypothèses et faire des recommandations.

Cette étude est consacrée à l'analyse des effets de l'importation du riz sur la sécurité alimentaire. Nous avons analysé, à cet effet dans un premier temps le comportement de l'importation par rapport à la production nationale du riz et du taux de dépendance alimentaire. Dans un second temps, les modèles des déterminants de la demande d'importation du riz et de l'offre alimentaire disponible par habitant ont été élaborés et estimés.

Le ratio de la production nationale du riz à l'importation a varié entre 0,03 en 1990 et 0,27 en 2010. Ce résultat témoigne du très faible niveau de la production nationale du riz face à l'importation du riz. Ceci confirme les résultats antérieurs qui ont déploré toutes les fois l'importation massive du riz au Bénin. Le niveau le plus élevé de ce ratio a été de 0,75 en 1998 sous l'effet combiné de la libéralisation progressive au Nigeria de l'importation du riz et des politiques intervenues dans la riziculture notamment, la réorganisation des riziculteurs enclenchée dans les années 1996.

Le taux de dépendance alimentaire a varié entre 0,043% en 1990 et 2,28% en 2010 et son niveau 11,08% le plus élevé est obtenu en 2007. Ces faibles parts des aides alimentaires et des importations alimentaires dans l'offre alimentaire disponible témoignent de leur contribution négligeable dans la sécurité alimentaire au Bénin. Cette situation peut être expliquée par la politique de réexportation des produits alimentaires importés que les opérateurs économiques pratiquent et le niveau faible des aides. Ceci montre que le Bénin fait un effort en matière de production alimentaire pour assurer la sécurité alimentaire des citoyens.

Les résultats issus de l'estimation des modèles économétriques élaborés sur les déterminants de la demande d'importation du riz montrent d'abord que la réexportation du riz a une influence positive et significative au seuil de 1% sur l'importation du riz à long terme et à court terme. Une hausse de 10% de la réexportation du riz entraîne une augmentation de 7,99661% de la demande d'importation du riz à long terme et de 8,28206% à court terme. Ceci est lié aux effets combinés du détournement du trafic en direction des pays de l'hinterland à cause de la crise ivoirienne et de l'augmentation au Nigéria des taxes douanières sur le riz importé. De ce fait, on assiste à une hausse des recettes fiscales qui constituent la principale source de financement de l'économie béninoise.

Les résultats issus de l'estimation du modèle économétrique élaboré sur l'offre alimentaire disponible par habitant montrent que l'importation du riz est statistiquement non significative sur l'offre alimentaire disponible par habitant au Bénin. Ceci s'explique par le fait qu'une grande partie du riz importé est réexportée en direction des pays limitrophes notamment le Nigéria. De l'analyse des déterminants de l'importation du riz, il ressort qu'en réalité le riz importé au Bénin va plus en augmentation de l'offre alimentaire d'autres pays tiers.

Les conclusions de l'analyse des résultats issus des estimations des modèles et des graphiques nous permettent de vérifier les hypothèses :

H1 : Le ratio de la production nationale du riz à l'importation du riz est inférieur à l'unité. Cette hypothèse est vérifiée, car à travers les différentes analyses du graphique 11, le ratio le plus élevé est de 0,75.

H2 : Le taux de dépendance alimentaire au Bénin est inférieur à 12%. Cette hypothèse est vérifiée, car à travers les différentes analyses du graphique 12, le taux de dépendance le plus élevé est de 11,08%.

H3 : La réexportation du riz est le déterminant principal de la demande d'importation du riz. Cette hypothèse est vérifiée, car la réexportation du riz a une influence positive et significative au seuil de 1% sur l'importation du riz.

H 4 : L'importation du riz a une incidence positive sur l'offre alimentaire disponible par habitants. Cette hypothèse n'est pas vérifiée, car l'importation du riz a une influence négative et statistiquement non significative sur l'offre alimentaire disponible par habitant au Bénin.

Considérant que le phénomène d'insécurité alimentaire prend de plus en plus de l'ampleur au Bénin, il urge que les autorités du pays prennent des mesures pour assurer à leurs populations la sécurité alimentaire qu'il faut. Après avoir étudié l'importation du riz et la sécurité alimentaire au Bénin sur la période de 1990 à 2010, cette étude nous permet de recommander à ces différents responsables de :

- garantir aux riziculteurs un prix minimum en offrant comme garanti les contrats de rachat des surplus avec protection à la frontière (interdiction des importations).

-réorienter la mécanisation de l'agriculture pour accroître la production alimentaire dans le but de réduire progressivement la dépendance alimentaire et tendre vers un Bénin qui se veut autosuffisant sur le plan alimentaire.

- améliorer les infrastructures et moyens de transport dans les zones de collecte du paddy sera une source importante de réduction des coûts qui plombent la compétitivité du riz local.

- Dynamiser les efforts entrepris par les riziculteurs et les collectrices transformatrices pour améliorer significativement la qualité du riz local notamment dans le processus de transformation.

- Mettre la stratégie de marketing du riz local qui doit se concentrer sur les différentiations géographiques de la consommation pour mieux valoriser ce riz et capturer les préférences locales des consommateurs.

- Accélérer l'aménagement des périmètres rizicoles et la réhabilitation des périmètres aménagés et en confier la gestion à des groupements de producteurs comme c'est le cas à Koussin Lélé (Zou) et à Dévé (Mono) ou à des privés sous contrat de location ou de cession définitive par l'Etat dans le cadre du désengagement de l'Etat de certaines activités agricoles.

- Dynamiser la recherche agronomique nationale afin qu'elle puisse non seulement poursuivre les activités de recherches adaptatives mais aussi améliorer la fertilité des bas-fonds après leur mise en culture et élaborer des systèmes d'exploitation plus rentables et plus durables des bas-fonds.

- Encourager la consommation du riz local en facilitant aux acteurs de la filière les conditions d'acquisition d'équipements performants et adaptés permettant de produire à moindre coût et d'obtenir de produits de bonnes qualités organoleptiques et donc plus compétitifs.

- Renforcer la capacité productive des producteurs par le biais des formations.

- Mettre en place un système de financement des activités agricoles souple et adapté aux besoins et aux capacités de remboursement des producteurs.

- Veiller à ce que les autorités en charges des échanges extérieures surveillent de près la politique commerciale du Nigéria.

Importation du riz et sécurité alimentaire au Bénin de 1990 à 2010

CHAPITRE DEUXIEME :

Chapitre 2 : Présentation et analyse des résultats