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

Dans la littérature, il existe de nombreuses études qui analysent la demande de produits pétroliers. Ces études se différencient en fonction des modèles appliqués et des données utilisées.

Premièrement, on peut distinguer les études selon le type de données utilisées : données désagrégées (microéconomiques) par rapport aux données agrégées (macroéconomiques). L'utilisation de données microéconomiques est relativement récente et a évidemment l'avantage de se référer davantage au comportement de l'individu ou du ménage. Par exemple, en utilisant des enquêtes sur les dépenses des ménages aux États-Unis et au Canada, Nicol (2003) parvient à inclure de nombreuses caractéristiques dans la demande d'essence (telle que la participation au marché du travail) et obtient des élasticités-prix de l'essence pour six différents groupes de ménages (basés sur la taille de la famille et le type de logement), ainsi que des estimations de ces

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élasticités pour différentes régions des deux pays. D'autres études basées sur des données individuelles analysent la relation entre les caractéristiques du conducteur et la consommation (Rouwendal, 1996), l'influence des caractéristiques de la voiture et de la propriété de la voiture sur l'élasticité (Hensher et al. 1992), ou la décomposition des changements de comportement expliquant les élasticités (Eltony, 1993). Cependant, en raison de contraintes sur les données disponibles (c'est le cas du Bénin), la majorité des études sur la demande d'essence utilise des données agrégées.

Les modèles économétriques peuvent également se distinguer sur la base des données utilisées : séries temporelles, en coupe transversale ou en panel. Les données disponibles nous contraignent à utiliser des modèles en séries temporelles, car nous n'avons pas de statistiques disponibles au niveau départemental qui permettraient l'utilisation de modèles de panel.

Il existe plusieurs études dans le domaine, comme par exemple Blum et al. (1988), Dahl et Sterner (1991), Graham et Glaister (2002) et Lipow (2008). Plus récemment, on a enregistré des méta-analyses qui permettent de quantifier l'impact des caractéristiques des différentes études existantes sur les valeurs estimées des élasticités. Nous sommes au courant de deux études qui utilisent la méta-analyse pour expliquer les différences dans les valeurs des élasticités.

La première méta-analyse est celle d'Espey (1998). L'auteur récolte de nombreuses études publiées entre 1966 et 1997, couvrant une période allant de 1929 à 1993. La méta-analyse est effectuée sur 277 estimations de l'élasticité-prix de la demande de long terme et 363 estimations de l'élasticité-prix de court terme. Les valeurs estimées de l'élasticité-prix de la demande à long terme varient entre 0 et -2,72, avec une moyenne de -0,58 et une médiane de -0,43. L'élasticité-prix de court terme varie par contre entre 0 et -1,36, avec une moyenne de -0,26 et une médiane de -0,23. L'auteur effectue la méta-analyse également sur les élasticités-revenu. Il a récolté 245 estimations de l'élasticité-

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revenu de long terme et 345 estimations de celle de court terme. Les estimations de l'élasticité-revenu de long terme varient entre 0,05 et 2,73, avec une moyenne de 0,88 et une médiane de 0,81. À court terme, les élasticités-revenu varient par contre entre 0 et 2,91, avec une moyenne à 0,47 et une médiane à 0,39. Nous remarquons que les élasticités-prix de la demande de court et de long termes sont généralement plus faibles (en valeur absolue) que les valeurs correspondantes des élasticités-revenu, un résultat également mis en évidence dans d'autres survols de la littérature (voir Dahl et Sterner, 1991 ; Graham et Glaister, 2002).

La méta-analyse de Brons et al. (2008) est beaucoup plus récente et se concentre uniquement sur l'explication des différences entre les élasticités-prix. L'étude est effectuée sur 312 élasticités estimées, provenant de 43 études. Les élasticités-prix de court terme sont comprises entre -1,36 et +0,37, tandis que celles de long terme se trouvent entre -2,04 et -0,12. La valeur moyenne de l'élasticité-prix de court terme est de -0,34, et elle peut être décomposée dans les élasticités par rapport à l'inverse de l'efficience du carburant (-0,14), aux kilomètres parcourus par voiture (-0,12) et au nombre de voitures (-0,08). À long terme, l'élasticité-prix de la demande moyenne est estimée à -0,84, et elle peut aussi être décomposée dans les élasticités par rapport à l'inverse de l'efficience du carburant (-0,31), aux kilomètres parcourus par voiture (-0,29) et au nombre de voitures (-0,24).

La méta-analyse de Brons et al. (2008) permet ensuite de mettre en évidence les facteurs principaux expliquant les différences dans les résultats des études sur l'élasticité-prix de la demande d'essence. En particulier, les auteurs trouvent que, toutes choses égales par ailleurs :

- la valeur de l'élasticité-prix de la demande est plus faible aux USA, Canada et Australie que dans les autres pays de l'OCDE. Dans ces trois pays, les consommateurs pourraient être moins sensibles aux variations du prix de

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l'essence, car le niveau de revenu y est relativement élevé et les prix de l'essence relativement plus faibles que dans les autres pays de l'OCDE.

- les études effectuées avec des données plus récentes trouvent une élasticité-prix de la demande d'essence plus élevée en valeur absolue. Ce résultat pourrait impliquer que les consommateurs deviennent de plus en plus sensibles aux variations du prix de l'essence. Le changement est cependant très faible et est contredit par les résultats de Hughes, Knittel et Sperling (2008).

- il n'y a pas de différence entre les élasticités-prix de la demande mesurées entre le premier et le deuxième choc pétrolier ou en dehors de cette période. Ceci pourrait impliquer qu'il n'y a pas eu de changement statistiquement significatif dans la demande d'essence après les chocs pétroliers.

- l'élasticité-prix de la demande de long terme est plus élevée que celle de court terme. Ce résultat est compatible avec la théorie économique : avec le temps le consommateur possède plus de moyens pour s'adapter aux changements de prix, par exemple en achetant une voiture qui consomme moins.

- les études en coupe transversale donnent des valeurs de l'élasticité-prix plus élevées que les études réalisées sur des séries temporelles.

- les modèles non-linéaires n'engendrent pas de différences dans les résultats obtenus par rapport aux modèles linéaires. Les auteurs en déduisent que les modèles log-linéaires sont adéquats pour modéliser la demande d'essence.

Andrea Baranzini, et al. (2009) ont estimé l'élasticité-prix de la demande d'essence en Suisse. Pour ce faire, ils utilisent des données macroéconomiques sur les quantités d'essence et de diesel au niveau de l'ensemble du pays et les mettent en relation avec différentes variables censées avoir un impact sur la consommation de ces carburants. Ils ont récolté des données sur une longue période, allant de 1970 à 2008, sur une base trimestrielle. Pour traiter ces séries temporelles, ils font appel à la littérature la plus récente dans le domaine de la demande d'essence qui utilise les techniques économétriques de cointégration.

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De leurs travaux, il ressort qu'en Suisse la consommation de carburant et d'essence n'est pas très sensible aux variations de prix. Plus précisément, l'élasticité-prix de la demande est d'environ -0,3 à long terme, ce qui signifie qu'une augmentation du prix de l'essence de 10% diminue sa quantité demandée d'environ 3%. À court terme, la demande est presque totalement inélastique aux variations de prix, car elle est de -0,08 pour le carburant et -0,09 pour l'essence. Ceci confirme la thèse selon laquelle l'élasticité prix de la demande d'essence est très faible.

Hughes et al (2008) sur des données mensuelles américaines ont comparé les élasticités entre deux sous-périodes (1975-1980 et 2001-2006). L'estimation est faite sur des modèles statiques et dynamiques et a révélé des élasticités-prix de la demande de carburant de court terme inférieur à celle de long terme.

Small et Van Dender (2007), utilisant des données de panel (Etat, années) ont également comparé l'élasticité-prix entre une période et sous période (19662004 et 2000-2004). Les estimations ont révélé des élasticités-prix de court terme inférieures à celles de long terme. Aussi ont-ils remarqué que des estimations sur des données plus récentes donnent des élasticités-prix plus petites. Ils sont donc arrivés à dire que les consommateurs sont devenus de plus en plus insensibles aux variations du prix du carburant.

Le Centre de Données et d'analyse sur les transports du Canada a, en 2011, analysé la stabilité de l'élasticité-prix et revenu dans le temps de la demande de carburant des ménages canadiens. Les données utilisées sont annuelles et concernent la consommation d'essence par tête, le prix réel de l'essence, le revenu disponible par tête. Deux sous-périodes sont retenues 19701989 et 1990-2009. L'estimation du modèle dynamique lnGta = a_o +

correction de white pour la variance, a révélé une relation de cointégration entre les variables consommation et prix de l'essence avec autocorrélation des erreurs.

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Alors, il est fait recours aux méthodes de cointégration avec modèle de correction d'erreurs (MCE). Pour ce faire, les auteurs ont testé dans un premier temps la non-stationnarité des séries en niveau et l'ordre d'intégration de celles-ci et ils estiment un modèle qui capture les relations de long terme entre les variables et vérifient la relation de cointégration

. Ils ont, pour finir, testé la stationnarité des résidus du modèle à l'aide d'un test de racine unitaire et estimé la dynamique de court terme avec un

Tableau 1 : Elasticités prix et revenu de la demande de carburant des ménages canadiens.

Elasticités	1970-1989		1990-2009
Elasticités	CT	LT	CT	LT
Prix	-0,193*** (0,072)	-0,45** (0,065)	-0,046 (0,035)	-0,085** (0,033)
Revenu	0,209** (0,105)	0,428*** (0,080)	0,169 (0,126)	0,423*** (0,065)
Elasticités	1970-1989		1990-2009
Elasticités	CT	LT	CT	LT
Trimestre 1	-0,029*** (0,008)	-0,095*** (0,023)	-0,022*** (0,008)	-0,057*** (0,008)
trimestre 2	0,178*** (0,017)	-0,004 (0,023)	0,104*** (0,013)	0,025*** (0,007)
trimestre 3	0,162 (0,105)	0,067 (0,105)	0,105 (0,105)	0,062 (0,105)
	-0,082*** (0,037)	----	-0,369*** (0,094)	---
Constante	0,001 (0,003)	4,113*** (0,525)	0,001 (0,002)	2,406*** (0,455)
R2	0,958	0,638	0,939	0,84
Somme des résidus au carré	0,039	0,372	0,025	0,041
Durbin-Watson	2,084	0,132	1,945	0,826
Dickey-Fuller	-2,448**	-1,67*	-4,628***	-4,456***
Ecarts-types entre parenthèses ; * statistiquement significatif à 1%, à 5%, et * à 10%; Tests de Dickey-Fuller: Tests effectués en excluant la constante

Concernant l'Afrique et plus spécifiquement le Bénin, il existe peu d'études mesurant la demande d'essence. De plus, ces études sont basées sur des données relativement anciennes.

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En île Maurice, l'élasticité marginale de la demande d'essence à court et long terme a été estimée respectivement à -0.21 et -0.44 (Sultan, R., 2010 : « Short-Run and Long-RunElasticity of Gasoline Demand in Mauritius : An ARDL Bonds Test Approach, » Journal of Energy Trends in Economics and Management, 1 (2), pp. 90-95).

Olushègun et Dieudonné (2000) ont montré à l'aide d'un modèle linéaire qu'une hausse des cours mondiaux de pétrole de 1% entraîne un relèvement de l'inflation de 1,71% l'année suivante. Se basant donc sur ce résultat, les consommateurs verront donc leurs revenus relatifs diminués, conséquence on observe une réduction de leur consommation.

Au Bénin, il faut mentionner les travaux de Zepka Laurent et Dossou Antonin. Cherchant à analyser l'évolution quantitative des flux transfrontaliers bénino-nigérians, Zepka Laurent et Dossou Antonin (1989), ont proposé un modèle pour évaluer les flux d'hydrocarbures et principalement du carburant. Ils sont partis de l'hypothèse selon laquelle le carburant utilisé au Bénin provient exclusivement des importations d'hydrocarbures assurées par la SONACOP et celles en provenance du Nigéria commercialisées et distribuées clandestinement sur toute l'étendue du territoire béninois. Pour l'analyse, deux périodes ont été identifiées. La première couvrant 1967-1979 caractérisée par une stabilité des habitudes de consommation de carburant exclusivement satisfaite par une offre officielle. La seconde période allant de 1980 à 1987 caractérisée par une profonde modification, due certainement à l'intensification du marché parallèle de vente d'essence. Le Principe est simple : une fois la demande globale connue, on procède par déduction des ventes formelles pour avoir la consommation informelle. Pour se faire, Zepka Laurent et Dossou Antonin (1989) ont, dans la spécification du modèle, retenu comme variable explicative le parc automobile immatriculé en circulation et la consommation de carburant décalée d'un an. L'étude a révélé par ailleurs que sur la période considérée,

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près de 34% en moyenne de la consommation a été satisfaite par des flux clandestins provenant du Nigeria. On assiste à une baisse de la part des ventes de la SONACOP dans les ventes totales en 1982 et 1983, suivie d'une hausse vertigineuse. En effet, de 50 % en 1983, cette part est passée à 85 % en 1984 puis à 99 % en 1985. Cette importante modification s'explique par la fermeture des frontières entre les deux pays, intervenue d'avril 1984 à décembre 1985.

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

1.1.2.2. Revue empirique