Memoire Online - Analyse de la demande d'essence au Bénin: effet des prix à court et long termes

Pour faciliter l'interprétation des différents coefficients, nous avons utilisé les variables obtenues après la transformation logarithmique. Les coefficients des variables s'interprètent donc comme des élasticités.

? de l'étude de la stationnarité des différentes variables : les différents résultats y afférents sont en annexes (annexe 4).

Pour les différents tests de racine unitaire utilisés, les hypothèses sont formulées comme suit :

Ho : présence de racine unitaire (non stationnaire) H1 : Absence de racine unitaire (stationnaire) Règle de décision :

- Si valeur absolue de la statistique calculée est supérieure à la valeur absolue de la valeur critique, on accepte Ho : la série étudiée est non stationnaire. Le même résultat est obtenu si la probabilité est inférieure à 5% ;

Sur les six variables utilisées, deux sont stationnaires en niveau et les quatre autres stationnaires en première différence. Le tableau ci-après résume la situation.

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Variablesde désaisonnalisées	nombre retards	ADF			Phillips-Perron
Variablesde désaisonnalisées	nombre retards	stat (prob)	I(d)	Structure de la série	stat (prob)	I(d)	Structure de la série
*Niveaux*
LNIMMAUTSM	1	-4.167915 (0,0076)	1(0)	Avec trend et constante	-2.933110 (0,1578)	1(1)	Sans trend ni constante
LNIMMOTOSM	1	-0.716063 (0.4760)	I(1)	Sans trend ni constante	-1.550964 ( 0.1130)	I(1)	Sans trend ni constante
LNPFORMSM	1	-3.027984 (0.0364)	I(0)	Sans trend avec constante	-2.384687 (0.1491)	I(1)	Sans trend avec constante
LNPINFORSM	1	-2.522300 ( 0.1139)	I(1)	Sans trend avec constante	0.042798 (0.6937)	I(1)	Sans trend ni constante
LNVENTFORSM	1	-3.727177 (0.0053)	I(0)	Sans trend avec constante	-3.939639 (0.0028)	I(0)	Sans trend avec constante
LNVENTINFOSM	1	-2.723506 ( 0.0744)	I(1)	Sans trend avec constante	-2.991762 ( 0.0398)	I(0)	Sans trend avec constante
*Différences premières*
DLNIMMAUTSM	1	-	-	-	-7.374571 (0,0000)	_I(0)	Sans trend ni constante
DLNIMMOTOSM	1	-10.00592 (0,0000)	I(0)	Sans trend ni constante	-12.46781 ( 0.0000)	I(0)	Sans trend ni constante
DLNPFORMSM	1	-7.613359 (0,0000)	I(0)	Sans trend ni constante	-7.613359 (0.0000)	I(0)	Sans trend ni constante
DLNPINFORSM	1	-10.04667 (0.0000)	I(0)	Sans trend ni constante	-10.17201 (0.0000)	I(0)	Sans trend ni constante
DLNVENTINFOSM	1	-9.384430 ( 0.0000)	I(0)	Sans trend ni constante	-	-	-

Les variables n'étant pas du même ordre d'intégration, le test d'Engle Granger ne convient pas. On utilise dès lors le test de cointégration de Johansen, lequel est applicable quelque soit l'ordre d'intégration des variables. Le test révèle l'existence d'une seule relation de cointégration entre les variables. Alors un modèle à correction d'erreur est possible pour l'analyse.

Après estimation du modèle à correction d'erreur avec respectivement comme variable dépendante les variables ventes informelles et ventes formelles d'essence, les principaux résultats se résument comme suit :

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Variables	variable dépendante: D(LNVENTFORSM)				variable dépendante: D(LNVENTINFOSM)
	élasticité de court terme		élasticité de long terme		élasticité de court terme		élasticité de long terme
prix formel	1,974*		-1,244*		1,207*		1,105*
prix informel	0,789*		0,928		-1,451*		-0,575
immatriculation auto	0,042		-0,095		0,128		0,022
immatriculation moto	0,230		0,366*		-0,250		0,585*
vente informelle	0,789*		0,845*		na		na
vente formelle	Na		Na		0,618*		1,016*
Statistiques	R-squared	0,622	Mean dependent var	-0,017	R-squared	0,601	Mean dependent var	-0,015
	Adjusted R- squared	0,563	S,D, dependent var	0,427	Adjusted R-squared	0,539	S,D, dependent var	0,368
	S,E, of regression	0,282	Akaike info criterion	0,441	S.E. of regression	0,250	Akaike info criterion	0,197
	Sum squared resid	5,659	Schwarz criterion	0,791	Sum squared resid	4,430	Schwarz criterion	0,546
	Log likelihood	-6,318	F-statistic	10,614	Log likelihood	3,844	F-statistic	9,716
	Durbin- Watson stat	2,117	Prob(F-statistic)	0,000	Durbin-Watson stat	2,060	Prob(F-statistic)	0,000

Il convient de souligner que le test de racine unitaire réalisé sur le résidu a révélé que les erreurs sont stationnaires. Les six variables sont bien cointégrées. De plus, les erreurs sont homocédastiques et non corrélées.

De l'analyse des deux estimations, il ressort qu'une augmentation de 1% des ventes informelles entraine une hausse de 0,79% des ventes formelles dans le court terme et dans le long terme une augmentation de 0,85%.

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Réciproquement, on note qu'une augmentation de 1% des ventes formelles est suivie d'une augmentation des ventes informelles de 0,62% à court terme et de 1,02% à long terme.

Conséquence, suite à une augmentation de la demande d'essence, le secteur informel voit sa part de marché augmenter au détriment du secteur formel même si ce dernier bénéficie d'une légère augmentation de sa part de marché.

De même, l'étude révèle une élasticité prix de la demande d'essence à la pompe positive à court terme. Ce résultat bien que contraire aux attentes, semble se justifier. En effet, il peut s'agir dans le court terme d'une réaction du consommateur qui se dit que les prix vont continuer à augmenter et donc décide en tant qu'être rationnel de faire des stocks de sécurité. L'essence est ici un bien de première nécessité et non substituable, lorsque son prix augmente, cela réduit assez fortement le pouvoir d'achat des consommateurs. Ceux-ci sont donc forcés pour équilibrer leur budget, à renoncer à d'autres biens plus coûteux pour maintenir leur demande d'essence.

En ce qui concerne les prix de l'essence sur le marché informel, il est à souligner qu'une augmentation de 1% de ce prix est suivie d'une augmentation de 0,79% de la demande d'essence sur le marché formel et une diminution de 1,45% des ventes informelles. Ceci implique qu'une hausse des prix de l'informel se répercute plus sur les ventes du marché informel. Le marché informel de vente d'essence est très vulnérable à la hausse des prix contrairement au marché formel. Ce résultat est confirmé par les évènements de janvier 2012 où le Gouvernement nigérian a pris la résolution de mettre fin aux subventions accordées aux produits pétroliers, situation qui a paralysé énormément le marché de l'essence informelle. Les prix de l'essence informelle ont plus que doublé avoisinant le double du prix à la pompe dans les localités à faible taux de couverture en station-service.

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Une politique de réduction voir d'éradication de ce marché parallèle doit chercher à trouver un mécanisme pour tirer à la hausse les prix de ce marché et encourager l'installation de stations-services ou mini-station sur l'étendue du territoire national.

Il ressort également de l'analyse que l'évolution du parc automobile n'affecte pas significativement la demande d'essence quoique l'évolution des engins à deux roues affecte positivement à long terme la demande d'essence (0,36% d'accroissement de la part de marché du secteur formel contre une augmentation de 0, 58% pour le marché informel suite à une hausse de 1% du parc à deux roues). Ce dernier résultat amène à dire qu'une politique de réduction du marché informel est conditionnée par la maitrise de l'évolution des engins à deux roues. Il semble donc que les principaux clients du marché informel de vente d'essence sont les motocyclistes.

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