Analyse de l'offre et de la demande du jus de bissap au Bénin:étude du cas de la ville de Cotonou.

4. Revue des travaux méthodologiques pertinents

Savadogo (1990) a analysé la consommation urbaine au Liberia. Dans son étude il a incorporé 15 groupes de produits, dont les céréales (riz, blé, maïs). Le Système Complet de Demande est retenu pour l'étude ; le modèle économétrique obtenu a été estimé par la méthode des moindres carrés pondérés à partir de données d'enquête de ménage de sept (7) villes du Liberia. Dans le modèle économétrique, l'auteur a intégré des variables socio-démographiques (taille et composition du ménage par sexe et par âge, occupation, urbanisation, éducation et état matrimonial du chef de ménage), comme des variables indépendantes. Dans cette étude le riz est désagrégé en riz produit localement et en riz importé. L'auteur a estimé qu'une telle désagrégation suppose que le riz est un bien qui engendre des comportements préférentiels différents. Les valeurs de R² ont été faibles pour les produits alimentaires étudiés. Selon l'auteur cette faiblesse de R² se justifie par le fait que c'est un fait typique pour des estimations utilisant des données en coupe que d'avoir des R² faible car, citant Timmer et al (1983), il affirme que des variables structurelles causant des modifications dans le comportement du consommateur ne sont pas prises en compte. Au terme de l'étude, l'auteur conclut qu'il y a une différentiation entre le riz local et le riz importé en matière de préférence des consommateurs. Selon l'auteur les classes de revenu déterminent pour une part importante la demande des deux types de riz. Ainsi, à l'échelle inférieure des revenus, une augmentation exogène du revenu s'accompagne d'une augmentation des achats des deux types de riz. Cependant, quand le revenu s'accroît la demande du riz (local et importé) diminue rapidement.

Savadogo et Brandt (1988) ont analysé la demande alimentaire au Burkina Faso. Les données utilisées dans l'analyse proviennent d'une enquête de ménage de septembre 1982 à août 1983. Le système de demande AIDS est utilisé pour l'estimation avec incorporation des variables socio-économiques comme variables indépendantes. Le modèle économétrique obtenu est estimé par la méthode des moindres carrée ordinaire. L'estimation a concerné six groupes de biens dont les céréales produites localement et celles importées (blé, riz). Les résultats de l'estimation ont montré que l'effet prix croisé entre les céréales produites localement et celle importée est négatif (mais non significatif à 5 %) ; ce qui implique plus une complémentarité qu'une substitution entre les deux biens. Le modèle a indiqué que les prix, le revenu et les variables démographiques affectent le comportement des consommateurs. Les résultats du test F ont montré que l'hypothèse nulle pour l'absence de l'effet prix est rejetée à 5 % pour tous les biens. L'analyse de l'élasticité-revenu a montré que la demande des céréales locale diminue avec l'augmentation du revenu alors que celle de céréales importées augmente avec le revenu.

Ravelosoa, et al (1999) ont estimé des élasticités de demande à Madagascar à partir du modèle AIDS. Ils ont utilisé des données en coupe transversale. L'enquête couvrait un échantillon de 4508 ménages stratifié de façon à fournir une représentativité nationale, avec distinction entre les zones urbaines et rurales. Le modèle est estimé par la méthode de triple moindre carré ordinaire avec ajustement d'Heckman. D'après les résultats de l'estimation, le riz est un aliment de base au Madagascar avec une élasticité-revenu inférieure à 1, ce qui signifie que le riz est un bien normal à Madagascar. Par ailleurs, l'analyse de l'élasticité-revenu a montré qu'à travers les types de ménages le comportement varie nettement. À Madagascar, plus on est riche moins on augmente la consommation du riz à partir des revenus marginaux. Auprès des ménages les plus pauvres, une hausse de revenu de 1 % augmentera leurs consommations en riz de 0,8 % ; auprès des ménages urbains moyens, seulement 0,2 % et parmi les très riches c'est zéro. C'est-à-dire que les riches mangent autre chose que le riz lorsque leur revenu monte. L'élasticité prix propre du riz se situe entre -0,5 et -0,7 sauf dans le sud du pays où il atteint le niveau de -1,5. Cela signifie qu'à part le sud du pays, une hausse de 1 % du prix du riz se transmet par une baisse de -0,5 % à -0,7 % de la consommation en riz selon le groupe de ménage. Les fluctuations du prix du riz qui a une part budgétaire de 26 % induisent non seulement les effets de substitution, mais aussi de très forts effets sur le revenu réel des ménages. Ses élasticités prix croisées s'évaluent à 0,4 en valeurs absolues. Cet impact s'observe surtout avec les aliments de base pour lesquels les élasticités prix croisées prévoient qu'un changement de 1 % du prix de riz changera la consommation de ces aliments de base entre 0,3 % et 1,7 %. Le prix du riz influe notamment sur le niveau de consommation du maïs, des cultures industrielles, du manioc, des autres tubercules, des légumineuses et des légumes. Dans le cas du maïs une hausse de 100 % du prix du riz va faire décroître de 77 % sa consommation, mais fera augmenter de 164 % celle du mais et autres céréales.

Robilliard (1999) a estimé l'offre de riz des ménages agricoles malgaches à partir des données d'enquêtes transversales. La fonction de production de Cobb-Douglas sous l'hypothèse de fixité des facteurs qui a servi à la modélisation a été estimée par la méthode des moindres carrée ordinaire. Les résultats ont montré que l'élasticité prix de court terme variant entre 0,1 et 0,17 selon les méthodes d'estimation. Pour l'auteur, l'interprétation du coefficient du prix du riz dans l'estimation d'une fonction d'offre avec des données en coupe transversale pose un problème du fait de l'origine de sa variabilité. Une grande partie de la variabilité correspond en effet à des fluctuations saisonnières : les prix du riz à Madagascar sont typiquement peu élevés au moment de la récolte, tandis qu'ils augmentent fortement au moment de la soudure. Ainsi, les ménages ayant la capacité financière et physique de stocker du riz au-delà de la récolte peuvent donc obtenir des prix plus élevés. Ces ménages étant généralement les plus gros producteurs, le lien entre capacité de stockage et prix obtenu pourrait conduire à surestimer l'élasticité prix de l'offre.

Bio Sabi T. C. a analysé les déterminants de l'offre du coton au Bénin. L'auteur contrairement à ses prédécesseurs a utilisé le modèle de Nerlove sans ajustement partiel pour estimer l'offre du coton avec incorporation de variables muettes (dévaluation, retard dans le paiement aux producteurs). Le modèle économétrique obtenu a été estimé par la méthode des moindres carrés ordinaires à partir de données chronologiques sur une période de treize (13) ans allant de 1990 à 2002. Dans le modèle économétrique l'auteur a intégré les variables prix du coton, prix des engrais, prix des insecticides, prix du maïs, pluviométrie, dévaluation, retard dans le paiement aux producteurs, prix du manioc, prix de l'arachide comme variables indépendantes et la superficie cultivée comme variable dépendante représentant l'offre du coton. Les résultats de l'estimation ont montré qu'après élimination de la variable la moins significative (prix du coton), le coefficient de détermination ajusté R² est passé de 0,94 à 0,96. Le modèle indique que les variables indépendantes affectent l'offre du coton au Benin. Les résultats du test F ont montré que le modèle est globalement de bonne qualité. Les tests t de Student indiquent des seuils de signification de moins de 5% pour presque tous les coefficients des variables considérées. A 10% toutes les variables sont significatives. Enfin le test de Durbin Watson indique qu'il n'y a pas autocorrelation des erreurs. En effet les valeurs de la table donne d1=0,147 et d2=3,26 pour n=13 et k=8, 4-d2=0,734. DW donnant une valeur de 2,070 est comprise entre 0,734 et 3,266. Au terme de l'étude l'auteur a conclut que le signe positif du coefficient de l'igname indique que ce produit est complémentaire ou n'est pas concurrent au coton. Par contre le maïs et l'arachide sont des produits concurrents au coton. Pour ce qui est de la dévaluation et de la pluviométrie, le signe positif indique que ces deux (02) variables ont un effet positif sur l'offre du coton, ce qui n'est pas le cas pour la variable « paiement aux producteurs ».Concernant le prix des insecticides, le signe positif de son coefficient est contraire à la théorie.