Estimation d'un système de demande des ménages à partir de données groupées d'enquêtes budgétaires en Tunisie - article ; n°1 ; vol.97, pg 11-19

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Économie & prévision - Année 1991 - Volume 97 - Numéro 1 - Pages 11-19
Bewertung eines Nachfragesystems der privaten Haushalte auf der Grundlage gruppierter Daten aus Budgeterhebungen in Tunesien,
von Mohamed Goaïed.

Die Bewertung der Preis- und Einkommenselastizitäten auf der Grundlage vollständiger Nachfragefunktionssysteme, die sich direkt an der Konsumtheorie orientieren, wird derzeit in der Mehrheit der entwickelten Länder vorgenommen. Jede angemessene Politik im Bereich des Konsums sollte sich auf solche Bewertungen stützen. Doch leider sind solche Untersuchungen in den Wirtschaften der Entwicklungsländer eher die Ausnahme. Dieser Artikel beschreibt die Schätzungsergebnisse einer demographischen Version des von Deaton und Muellbauer (1980) vorgeschlagenen Nachfragesystems Almost Ideal Demand System (AIDS) auf der Grundlage gruppierter Daten aus den Budgeterhebungen in Tunesien. Die Schätzungen der Preis- und Einkommenseffekte geben zufriedenstellende, Oder zumindest ermutigende Gröeßnordnungen für einen Versuch der Schâtzung eines vollständigen Nachfragefunktionssystems anhand gruppierter Daten der tunesischen Haushalte.
Estimates on a Household Demand System on the Basis of Pooled Cross-Section Budget Surveys in Tunisia,
by Mohamed Goaïed.

Studies dealing with price and income elasticities estimated on the basis of complete systems of demand functions derived directly from consumer theory now cover the majority of developed countries. Every appropriate consumption policy should be based on this type of estimates. Unfortunately, such estimates are rarely available for developing countries. This paper gives an account of the estimate results of a demographic specification of the demand system developed by Deaton and Muellbauer (1980) AIDS (Almost Ideal Demand System) on pooled cross-section data from household budget surveys taken inTunisia. Estimates of income and price elasticities provide satisfactory orders of importance and encouraging results, in any case, for an application of a comprehensive demand function system (SCFD) on pooled household data in Tunisia.
Estimation d'un système de demande des ménages à partir de données groupées d'enquêtes budgétaires en Tunisie,
par Mohamed Goaïed.

L'estimation des élasticités prix et revenu sur la base de systèmes complets de fonctions de demande s'inspirant directement de la théorie du consommateur couvre actuellement la majorité des pays développés. Toute politique appropriée en matière de consommation devrait s'appuyer sur de telles estimations. Malheureusement, de telles études dans les économies en développement sont plutôt l'exception. Le présent article décrit les résultats d'estimation d'une version démographique du système de demande : Almost ideal Demand System (AIDS), proposé par Deaton et Muellbauer (1980), sur des données groupées des enquêtes budgétaires en Tunisie. Les estimations des effets prix et revenu fournissent des ordres de grandeur satisfaisants, en tout cas encourageants, pour une tentative d'estimation d'un (SCFD) sur des données groupées des ménages en Tunisie.
Estimación de un sistema de demanda de los hogares a partir de datos agrupados de estudios presupuestarios en Túnez,
por Mohamed Goaïed.

La estimación de las elasticidades precio e ingreso, en base a un sistema compléta de funcion de demanda directamente inspirados de la teoría del consumidor, se aplica actualmente en la mayoría de los países desarrollados. Todas las políticas apropiadas en relación con el consumo deberían apoyarse en estas estimaciones. Desdichadamente, en las economías de los países en vías de desarrollo, este tipo de estudios son más bien excepcionales. En este artículo se presentan los resultados de estimaciín de una versión demográfica del sistema de demanda: Almost ideal Demand System (AIDS), propuesto por Deaton y Muelbauer (1980), a partir de datos agrupados de estudios presupuestarios en Túnez. Las estimaciones de los efectos precio e ingreso proporcionan valores satisfactorios, y en todo caso alentadores, para tratar de realizar una estimación de un (SCFD) a partir de datos agrupados de los hogares en Túnez.
9 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
Publié le : mardi 1 janvier 1991
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Mohamed Goaïed
Estimation d'un système de demande des ménages à partir de
données groupées d'enquêtes budgétaires en Tunisie
In: Économie & prévision. Numéro 97, 1991-1. L'économie du développement. pp. 11-19.
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Goaïed Mohamed. Estimation d'un système de demande des ménages à partir de données groupées d'enquêtes budgétaires
en Tunisie. In: Économie & prévision. Numéro 97, 1991-1. L'économie du développement. pp. 11-19.
doi : 10.3406/ecop.1991.5204
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/ecop_0249-4744_1991_num_97_1_5204Zusammenfassung
Bewertung eines Nachfragesystems der privaten Haushalte auf der Grundlage gruppierter Daten aus
Budgeterhebungen in Tunesien,
von Mohamed Goaïed.
Die Bewertung der Preis- und Einkommenselastizitäten auf der Grundlage vollständiger
Nachfragefunktionssysteme, die sich direkt an der Konsumtheorie orientieren, wird derzeit in der
Mehrheit der entwickelten Länder vorgenommen. Jede angemessene Politik im Bereich des Konsums
sollte sich auf solche Bewertungen stützen. Doch leider sind solche Untersuchungen in den
Wirtschaften der Entwicklungsländer eher die Ausnahme. Dieser Artikel beschreibt die
Schätzungsergebnisse einer demographischen Version des von Deaton und Muellbauer (1980)
vorgeschlagenen Nachfragesystems "Almost Ideal Demand System" (AIDS) auf der Grundlage
gruppierter Daten aus den Budgeterhebungen in Tunesien. Die Schätzungen der Preis- und
Einkommenseffekte geben zufriedenstellende, Oder zumindest ermutigende Gröeßnordnungen für
einen Versuch der Schâtzung eines vollständigen Nachfragefunktionssystems anhand gruppierter
Daten der tunesischen Haushalte.
Abstract
Estimates on a Household Demand System on the Basis of Pooled Cross-Section Budget Surveys in
Tunisia,
by Mohamed Goaïed.
Studies dealing with price and income elasticities estimated on the basis of complete systems of
demand functions derived directly from consumer theory now cover the majority of developed countries.
Every appropriate consumption policy should be based on this type of estimates. Unfortunately, such
estimates are rarely available for developing countries. This paper gives an account of the estimate
results of a demographic specification of the demand system developed by Deaton and Muellbauer
(1980) AIDS ("Almost Ideal Demand System") on pooled cross-section data from household budget
surveys taken inTunisia. Estimates of income and price elasticities provide satisfactory orders of
importance and encouraging results, in any case, for an application of a comprehensive demand
function system (SCFD) on pooled household data in Tunisia.
Résumé
Estimation d'un système de demande des ménages à partir de données groupées d'enquêtes
budgétaires en Tunisie,
par Mohamed Goaïed.
L'estimation des élasticités prix et revenu sur la base de systèmes complets de fonctions de demande
s'inspirant directement de la théorie du consommateur couvre actuellement la majorité des pays
développés. Toute politique appropriée en matière de consommation devrait s'appuyer sur de telles
estimations. Malheureusement, de telles études dans les économies en développement sont plutôt
l'exception. Le présent article décrit les résultats d'estimation d'une version démographique du système
de demande : "Almost ideal Demand System" (AIDS), proposé par Deaton et Muellbauer (1980), sur
des données groupées des enquêtes budgétaires en Tunisie. Les estimations des effets prix et revenu
fournissent des ordres de grandeur satisfaisants, en tout cas encourageants, pour une tentative
d'estimation d'un (SCFD) sur des données groupées des ménages en Tunisie.
Resumen
Estimación de un sistema de demanda de los hogares a partir de datos agrupados de estudios
presupuestarios en Túnez,
por Mohamed Goaïed.
La estimación de las elasticidades precio e ingreso, en base a un sistema compléta de funcion de
demanda directamente inspirados de la teoría del consumidor, se aplica actualmente en la mayoría delos países desarrollados. Todas las políticas apropiadas en relación con el consumo deberían apoyarse
en estas estimaciones. Desdichadamente, en las economías de los países en vías de desarrollo, este
tipo de estudios son más bien excepcionales. En este artículo se presentan los resultados de estimaciín
de una versión demográfica del sistema de demanda: "Almost ideal Demand System" (AIDS),
propuesto por Deaton y Muelbauer (1980), a partir de datos agrupados de estudios presupuestarios en
Túnez. Las estimaciones de los efectos precio e ingreso proporcionan valores satisfactorios, y en todo
caso alentadores, para tratar de realizar una estimación de un (SCFD) a partir de datos agrupados de
los hogares en Túnez.La théorie du consommateur a accompli depuis le début
du siècle, et plus particulièrement durant les trois Estimation dernières décennies, un progrès substantiel. Elle
constitue aujourd'hui l'une des branches les plus
d'un système développées de la théorie économique. Ce progrès a été
d'ordre non seulement théorique, mais aussi empirique.
de demande En effet, l'établissement de systèmes complets de
fonctions de demande (SFCD ), ainsi que l'estimation des
des ménages élasticités prix et revenu, couvrent actuellement la
majorité des pays développés. Cependant, de telles
études sont plutôt l'exception dans les économies en à partir développement*1*. Deux raisons fondamentales au moins,
outre l'insuffisance de données statistiques, pourraient
de données expliquer cette carence.
La première réside dans l'incapacité de la théorie du groupées consommateur standard de saisir les traits spécifiques
des économies en développement. des enquêtes
"structuralistes" La deuxième résulte vis-à-vis de l'attitude de cette des théorie. économistes Ces derniers dits
budgétaires
soutiennent la thèse selon laquelle il y a peu d'opportunité
de substitution entre de larges catégories de biens dans en Tunisie les économies de subsistance. De ce fait, ils ont toujours
soutenu la non-pertinence de la variable prix dans la
modélisation de la demande dans ces économies.
Mohamed Goaïed (*) Le présent article donne les résultats d'estimation d'un
SCFD en prenant en considération, dans la mesure où les
données statistiques sont disponibles, certaines
spécificités apparentes des économies en
développement. Cette étude portera sur l'exploitation de
données groupées des enquêtes budgétaires en Tunisie.
Nous mettrons en application une version démographique
du système de demande de Deaton et Muellbauer (1980)
en nous inspirant des travaux de Rossi (1988), afin
d'estimer les effets prix et revenu sur les dépenses des
ménages en Tunisie pour la période 1968-1985.
La première partie aborde succinctement les spécificités
des pays en développement à prendre en compte dans
l'analyse de la demande. La deuxième partie porte sur du modèle théorique choisi. La troisième
présente la procédure d'estimation retenue, la quatrième
décrit les données utilisées, et la cinquième présente les
résultats d'estimation et de tests effectués au cours de
cette étude. La conclusion récapitule le travail accompli,
et suggère également certaines nouvelles perspectives
touchant l'analyse de la demande en Tunisie.
Certaines caractéristiques spécifiques
aux économies en développement
L'extrapolation pure et simple des lois décrivant le
comportement du consommateur dans les économies (*) Enseignant à la Faculté des Sciences Economiques et de développées aux économies en développement constitue Gestion de Tunis
une approximation grossière qui risque d'être en Les commentaires et critiques de Pietro Balestra, Mohamed Salah
contradiction avec les faits réels. Pour cela, il paraît Mattoussi, François Gardes, François Laisney et Jean-Marc Robin
ont contribué à l'amélioration substantielle d'une première version indispensable d'introduire dans le modèle de
de ce texte. La responsabilité des erreurs qu'il pourrait contenir consommation les aspects propres aux économies en encore n'appartient cependant qu'au seul auteur. développement. Parmi les principales caractéristiques
spécifiques de celles-ci, on peut distinguer : n° 97 1991/1 Economie et Prévision dualisme ai + bjLog(yh Le
L'économie en développement présente souvent l'image ) + d'une structure économique dualiste. Ce dualisme
marquant les divergences des habitudes de
consommation dans ces pays est de nature aussi bien i = 1...A7
spatiale (urbain-rural) que sectorielle (secteur
moderne-secteur traditionnel). Par conséquent, pour h = 1...H donner à toute recherche un minimum de plausibilité
théorique, l'analyse de la demande dans les économies ou : en développement devrait intégrer sa formalisation
plusieurs consommateurs représentatifs obéissant à
certains critères de stratification, parmi lesquels on peut (2) Log(P) = a0 + ^ akLog(pk)
citer : k
- les classes de revenu ;
CkjLog(pk)Log(Pj) - les zones d'habitation : urbain-rural ;
- les catégories socio-professionnelles.
= p iq ih / y h est la part budgétaire du bien /
relative au ménage h ; y h est la dépense totale du ménage
Les produits alimentaires subventionnés h ; q m est la quantité de bien / acquise par le
h. Le vecteur des prix p = [pi ,p2,.-,Pn] est
La deuxième caractéristique majeure des économies en supposé identique pour tous les ménages. Les développement réside dans l'importance revêtue par le paramètres a / , b / et c \\ sont communs à tous les poste alimentation dans la structure des dépenses. Par ménages, v ih est un résidu spécifique au ménage h. Les ailleurs, dans ces pays, certains produits alimentaires de fonctions de demande individuelles (1) sont obtenues en base tels que les produits céréaliers sont subventionnés. appliquant le lemme de Shephard aux fonctions de coût Cette subvention, qui pourrait être très importante, individuelles, Piglog, de la forme : introduit des distorsions manifestes dans la structure des
prix, qui annulent les prémisses du théorème fondamental (3) Log [c(Uh,p)/Sh] = ( 1 - Uh ) Loga(p) de Hicks (1936). Ainsi le poids dominant de la rubrique
alimentation, couplé avec les distorsions de la structure + UhLogb(p) des prix des produits alimentaires de base, requiert la
décomposition de cette rubrique en plusieurs où u h est un indicateur du niveau d'utilité du ménage h. sous-groupes. Il faudrait au moins distinguer le poste
a(p) et b(p) sont des fonctions concaves céréales des autres produits alimentaires avant toute homogènes de degré 1 dans les prix définies d'une modélisation des fonctions de demande dans les manière appropriée. économies en développement.
Au niveau agrégé, le système AIDS (1) devient :
Les variables démographiques
(4) wi = ai + biLog{y / sP)
Dans les pays en développement, les facteurs
démographiques peuvent constituer des variables ) + vi importantes capables d'agir sur les niveaux de
j consommation à côté des variables classiques telles que
le prix et le revenu. Il serait pour cette raison intéressant
avec: d'introduire dans les SCFD certaines caractéristiques
démographiques des ménages. La taille du ménage
semble la variable la plus souvent utilisée dans les études (5) wi = ^ piqih/^2 y h - 2 yhWih/^2 y h
empiriques, car elle est intimement liée à la notion de h h h h
besoin (2).
(6) Log(y/s) = J y h Log (y h / s h) / ^ yh
h h
Présentation du modèle où y est la dépense totale moyenne ;
Vi y h La forme de base
Muellbauer (1975, 1976) indique dans ses travaux les
Dans les applications empiriques, on suppose conditions d'existence d'un consommateur représentatif, qui
généralement que s /? = 1 , D /7 , c'est-à-dire que les autorise un comportement plus général que les courbesd'Engel
ménages ont des goûts identiques. Il s'ensuit que : linéaires. Ces travaux ont permis à Deaton et Muellbauer de
spécifier une forme flexible de fonctions de demande : "Almost
Ideal Demand System" s = Z / H (AIDS) qui vérifie ces conditions
d'agrégation non linéaires. Les fonctions de demande de leur
modèle s'expriment selon la relation suivante :
12 où Log (Z) O/i Log (Qh) est la mesure du ou :
h
CU = 1 ,-* _* coefficient d'entropie de Theil (1972) où Q h = y h / Y
avec y = V Y h la dépense agrégée.
h L'expression de l'indice général des prix (11), spécifique
au ménage h, peut être approchée par l'indice de La caractéristique la plus importante du modèle AIDS tient Stone (1954) : à ses propriétés d'agrégation sur l'ensemble des
ménages. Par conséquent, toute tentative d'extension du
(12) Log(Ph) = modèle par l'incorporation de variables
socio-démographiques devrait respecter les propriétés
d'agrégation du modèle de base, de façon à ce que le
où les parts budgétaires spécifiques au ménage h sont modèle agrégé soit l'agrégation exacte du modèle
supposées prendre en compte l'effet des variables individuel. De ce fait, les estimateurs du modèle agrégé
socio-démographiques contenues dans l'indice de seraient des estimateurs convergents du modèle
départ (11). micro-économique.
L'agrégation exacte du modèle (10) fournit l'équation
Modélisation de l'impact des variables suivante :
socio-démographiques
(13) wi - ^ y h wih / 2 y h L'élargissement de Y AIDS par l'incorporation des variables
démographiques repose sur la méthode adoptée par
Rossi (1 988), qui propose une extension de la fonction de ai + bj 2 QhLogyh - b;LogP
coût individuelle de base (3) de la manière suivante : h
(7) Log c(uh,p,dh) = ( 1 -Uh)Loga(p ,dh)
CjjLogpj
+ UhLog b{p ,dh)
avec:
(8) Loga(p,dh) = a0 + ^ akLog(pk) avec: k
(14) WjLogpi
CkjLog(pk)Log(pj) i h
Le système de demande (13) implique les restrictions
suivantes sur les paramètres à estimer :
2 k I Log(Pk)dih
additivité :
(9) Logb(p,dh) = Loga(p,dh) + b0
bi = 0 (15) ,2 mn-0
i i i
dh = [d-\h,d2h dih] est un vecteur des
homogénéité : caractéristiques socio-démographiques propres au
ménage h. La fonction de demande individuelle relative
aux spécifications (7), (8) et (9) s'exprime selon la relation (16) J eu - 0
suivante : J
(10) w,h = a# + b;Log{yh / Ph) symétrie :
(17) ci\ = cJi OijLog(pj) + 2 mudih + vit,
La part budgétaire w, du modèle agrégé dépend du
avec: vecteur des prixp, de la distribution de la dépense totale
à travers la fonction V Q h Log y h et de la distribution
(11) Log(Ph) = a0 + h
jointe des dépenses totales et des caractéristiques
socio-démographiques des ménages à travers la relation
Qhdih.
2 2 2 CkjLog(pk)Log(pj)
Le modèle agrégé (13) est une version démographique
2 k I mkiLog{pk)dki scaling" de l'AIDS proposée qui s'inspire par Lewbel de la (1985). procédure Par ailleurs, 'Translating Rossi
13 montre que sous certaines hypothèses (1988) (21) wi - 0/ + biLog(y/ P )
spécifiques, le modèle (13) vérifie les propriétés
d'agrégation du de Jorgenson, Lau, Stocker
djLogpj + miLog(T ) + v; (1 982) plus connues sous la terminologie : "Les
s de base finies". Ces propriétés permettent l'agrégation
exacte du modèle micro sans le recours à la notion de
consommateur représentatif® avec:
ô / - a / + b ,Log ( H / Z 1 ) + m ;Log ( H / Z2 ) Dans notre application, on limitera les variables
spécifiques au ménage h à la variable taille. Le modèle
devient : LogP =2 W jLogpj®
1
(18) Wi « a/ + bi ^ Q h Log y h - b;LogP*
Les formules d'élasticité sont les suivantes : h
revenu: (22) e/ = 1 + bi/Wi CijLogpj + mi ^ QhLog(Th) + vi
j h taille: (23) Qi - mi/Wi
T h est la taille du ménage h. Cette variable
prix: (24) e a = - ô // + c \\ /Wi - biW j/Wi démographique a été introduite sous forme logarithmique,
afin d'avoir une interprétation intéressante de son
coefficient respectif en terme d'élasticité. L'application du
modèle (18) nécessite la disponibilité des données
individuelles afin de pouvoir calculer les grandeurs y 0 et
To définies de la manière suivante : Procédure d'estimation
(19) Logyo = J Q h Log y h Pour chaque catégorie de biens, on dispose de RT h observations caractérisant des ménages représentatifs et: Log To = J QhLogTh appartenant à R classes de revenu et observés durant T h périodes. Nous considérons le modèle agrégé au niveau
de chacune de ces classes. Dans ces conditions, le On peut également exprimer la relation (1 8) sous la forme modèle agrégé se présente sous la forme d'un système
particulière : d'équations à trois indices :
(20) wi = ai + biLog(y / P*) (25) P t) + m;Log{f rt)
+ biLog(H/Zi)
CijLog(pjt) + v/rt
c i\ Logpj + mjLog(T )
y rt : dépense totale moyenne de la classe r pour la
+ m i Log ( /-/ / Z 2 ) + v / période t.
H étant le nombre de ménages agrégés. T rt: taille moyenne de la classe r pour la période t.
(26) Log(P t) - 2 W jtLogpjt h h
j
Log(Z\) - - J h Q h Log Q h, (27) Virt - 2 Y ht Uiht / 2 y ht
h h
Log(Z2) - - J QhLog(Th/^ T»)
On suppose que le terme résiduel u iht spécifique au h h
ménage h suit une loi normale d'espérance nulle et de
Log (H / Z i ) et Log ( H / Z 2 ) sont des statistiques variance a // . Il s'ensuit que les perturbations v irt sont
concernant la distribution des dépenses totales et la hétéroscédastiques. En effet,
distribution jointe des dépenses totales et de la taille des
ménages. Ray (1982) indique que ces variables, (28) E(vfrt) = on ^ Y fa/\ généralement non observables dans le cadre des h h données agrégées, peuvent être supposées constantes
dans la période étudiée, ce qui permettrait leur h - 1...Hr introduction dans le terme constant*4*.
H r est le nombre de ménages agrégés dans la cohorte Il s'ensuit que : r. Lorsqu'on dispose de données individuelles, ce
problème d'hétéroscédasticité peut être levé en
transformant le modèle (25) par l'expression suivante :
14 ht Tableau 1 : répartition de la population tunisienne selon y les tranches de revenus relatifs (1 968, 1 975, 1 980 et
1985) en %
Tranches de revenus 1968 1975 1980 1985
relatifs
Dans le cadre de notre application, l'influence de
l'hétéroscédasticité non spécifiée dans le modèle sera en
partie prise en considération par une estimation robuste moins de 0.2 6 5 5 3.5
de la matrice des variances-covariances des coefficients
selon la technique initialement préconisée par White
(1980)(6). 0.2 - 0.4 15 18 17 18
Le modèle (25) sera estimé sous les hypothèses
d'homogénéité et de symétrie. Un test de l'hypothèse de 0.4 - 0.5 15 14 15 15 symétrie sous la contrainte d'homogénéité sera effectué
au moyen du test du rapport de vraisemblance. La
procédure d'estimation utilisée est la méthode de Zellner 0.5 - 0.7 13 12 11 11 itérée. Il est à signaler que la propriété d'additivité induit
une singularité de la matrice des variances-covariances
des résidus. Pour y remédier, il suffit d'éliminer
0.7 - 0.8 11 10 8 11 arbitrairement une équation du système et de déduire les
valeurs de ses coefficients à partir des contraintes
d'additivité.
0.8-1.1 15.5 13 15 14
Barten (1969) montre que les estimateurs du maximum
de vraisemblance sont indépendants de l'équation omise.
Par ailleurs, il est utile de rappeler les travaux de Kmenta 1.1-1.4 8 9 9 8
et Oberhofer (1974), qui indiquent clairement la
convergence numérique entre les estimateurs du
maximum de vraisemblance et ceux obtenus par la 11.5 11 1.4-2.1 10 10 méthode de Zellner itérée.
2.1 - 2.8 4 4 4 3
Présentation des données s 2.8 3.5 5 4.5 4.5
Source INS. Revenu relatif = revenu absolu / revenu moyen. Le Les données utilisées au cours de cette étude sont issues revenu est assimilé à la dépense totale. de quatre enquêtes budgétaires effectuées par l'Institut
national de la statistique en Tunisie pour les périodes
Pour chaque tranche de revenus relatifs, la dépense totale 1968, 1975, 1980, et 1985. Une cinquième édition est en moyenne est répartie selon quatre catégories de biens*7* : cours de réalisation courant 1990/1991.
(i) les produits à base de céréales : blé dur, blé tendre, On dispose, pour chaque enquête, de données groupées orge, autres produits céréaliers; relatives à dix groupes de ménages. Il s'agit plus
précisément de dépenses moyennes par catégorie de (ii) les autres produits alimentaires : légumes, fruits,
biens appartenant à dix classes de revenus relatifs, ce qui viandes, volailles, poissons, lait et dérivés, huiles, sels,
donne un total de quarante observations à partir de la série oeufs, sucre et produits sucrés, boissons et repas à
observée sur les quatre enquêtes. Le principe de l'extérieur;
regroupement, en pseudo-panel, des dépenses (iii) habitation : loyers, charges, dépenses d'équipement, moyennes des ménages représentatifs appartenant à dix d'entretien et d'achat du logement; tranches de revenus relatifs et observées au cours de
quatre enquêtes budgétaires est motivé par l'hypothèse (iv) divers : dépenses d'habillement, dépenses selon laquelle la distribution des revenus relatifs reste à d'hygiène et de soins, dépenses de transports et de peu près constante dans le temps. Par ailleurs, il est communications, d'enseignement et de loisirs, intéressant de constater, à partir du tableau 1, que la autres dépenses non alimentaires. répartition de la population tunisienne selon ces tranches
de revenus relatifs reste à peu près identique pendant les La séparation des dépenses alimentaires en deux quatre années d'enquête. Ainsi, on peut supposer que le rubriques répond à deux soucis majeurs : ménage appartenant à la première tranche de revenus
relatifs est représentatif des 5% de la population - le premier, d'ordre théorique, consiste à distinguer les
tunisienne la plus démunie. Par contre, le ménage produits à base de céréales des autres produits
représentatif de la dernière tranche de revenus relatifs est alimentaires, étant donné la disproportion dans l'évolution
censé décrire dans le temps les habitudes de des prix de ces deux rubriques;
consommation des 5% de la population la plus aisée.
- le second, d'ordre empirique, consiste à estimer
l'élasticité-prix des produits céréaliers. Cette valeur revêt
15 Tableau 3 : test de l'hypothèse de symétrie 2 : répartition de la subvention totale par groupe Tableau
de produits (1988)
Hypothèse nulle Hypothèse - 2 Log ( X ) Conclusion
alternative
Céréales 61.3%
Symétrie Homogénéité 25.83 R
R indique le rejet de l'hypothèse nulle au seuil de 1% . 13.6% Huiles x2(3) = 11.345.
Tunisie. Les produits alimentaires constituent des biens Sucre 8.2%
normaux (b / < 0 ), et les produits non alimentaires des
biens supérieurs ( b / > 0). La variable démographique
est nettement significative pour les dépenses alimentaires
Lait 7.3% ainsi que pour les dépenses d'habitation. L'ensemble des
coefficients en mesurant les effets-prix directs est
significatif, à l'exception de celui de la rubrique "divers". Engrais Par contre, les effets-prix croisés sont généralement non 4.4% significatifs.
L'interprétation économique de ces résultats est
Divers 5.2% grandement facilitée par le calcul des élasticités-revenu,
des élasticités-taille et des élasticités-prix. Nous avons
donc évalué ces élasticités par milieu : milieu urbain et La structure des subventions par groupes de produits reste milieu rural, ainsi que pour la Tunisie entière. Ces pratiquement inchangée.
élasticités calculées par milieu nous seront utiles à des
fins de comparaison avec certaines applications sur l'Inde.
une importance non négligeable pour un grand nombre Les élasticités-revenu dénotent une certaine tendance à de décideurs publics dans les économies en la satisfaction des besoins des ménages en produits développement. En effet, dans plusieurs de ces pays, les alimentaires avec des coefficients d'élasticité relativement produits céréaliers constituent les principaux produits faibles pour les produits céréaliers, notamment pour le subventionnés. Comme l'indique le tableau 2, ces milieu urbain. Ces produits de base sont très peu de base accaparent en Tunisie près de 60% du montant sensibles à une augmentation des revenus. En revanche, global des subventions annuelles accordées par l'Etat aux les besoins en dépenses non alimentaires ne cessent de différents produits subventionnés. Or plusieurs croître et d'accaparer le maximum de surplus des revenus gouvernements des pays en développement sont en train du consommateur. de revoir leur programme de subventions suite aux déficits
budgétaires sans cesse croissants qu'ils accusent(8). Les élasticités-taille décrivent, à revenu constant, les
réactions du ménage suite à l'élargissement de sa famille. De ce fait, toute réforme des prix des produits Ce dernier procédera à une réallocation de ses subventionnés nécessite préalablement l'étude des ressources en fonction des priorités des biens entrant réactions des ménages suite à la variation des prix de ces dans la satisfaction de ses besoins. Les résultats indiquent produits. que les ménages de grande taille tendent à privilégier
l'ensemble des produits alimentaires (effet-taille positif), Les statistiques des prix sont constituées par les indices notamment ceux à base de céréales, au détriment des de prix à la consommation familiale. biens supérieurs (effet-taille négatif). La variable
démographique est assez révélatrice en ce qui concerne
l'importance que prennent les produits alimentaires à base
de céréales dans les choix opérés par les ménages en
Tunisie en matière de consommation. En effet, comme Les résultats d'estimation l'indique le tableau 5, ces produits prioritaires sont
caractérisés par un effet-taille positif et élevé.
Le tableau suivant indique les résultats du test de la Les valeurs des élasticités-prix sont en conformité avec contrainte de symétrie sous l'hypothèse d'homogénéité. ce que pourrait faire présager la théorie économique. On
remarque une demande inélastique pour les produits
Il apparaît clairement que, sous la contrainte alimentaires, avec des valeurs assez faibles pour les
d'homogénéité, le test de symétrie est rejeté par les produits à base de céréales. Une augmentation de 10%
données. Ce rejet peut être dû en partie au niveau agrégé des prix de cette rubrique se traduirait, toutes choses étant
des groupes de biens entrepris dans cette étude. égales par ailleurs, par une réduction de la demande de
Toutefois, il est nécessaire pour tout système de demande 3.4% . Il est clair que toute augmentation des prix de ces
pouvant servir d'outil de simulation de satisfaire les produits stratégiques devrait être accompagnée par des
contraintes de la théorie. Les résultats des estimations du mesures correctives tendant à préserver le pouvoir
système de demande (25) sous les hypothèses d'achat des couches les plus démunies.
d'homogénéité et de symétrie sont présentés dans le
tableau 4. Ces résultats indiquent un effet revenu Par ailleurs, la demande est parfaitement élastique pour
nettement significatif dans l'analyse de la demande en l'habitation. L'effet-prix de la rubrique "divers" est non
16 Tableau 4 : estimation du modèle sous les hypothèses d'homogénéité et de symétrie
Groupes de biens
ô/ bi m; en C/2 C/3 C/4
-0.0111 0.0432 -0.107 0.702 -0.0565 0.109 0.0751 Céréales (1.37) (3.68) (-6.01) (2.79) (4.68) (-0.37) (-2.18)
0.111 -0.222 0.434 -0.0288 0.173 0.122 Autres produits alimentaires (1.36) (-1.77) (1.21) (-1.61) (2.40) (2.56)
-0.104 -0.213 -0.121 -0.0325 0.0509 Habitation (-1.63) (-0.31) (-0.24) (2.62) (-1.98)
-0.0314 0.0345 -0.069 0.362 Divers (-0.13) (3.66) (-1.17) (1-45)
Les chiffres entre parenthèses indiquent les f de Student.
significatif étant donné le niveau très agrégé de cette d'agrégation des biens étaient généralement différents de
celui retenu dans cette étude, ce qui a rendu impossible catégorie de biens.
l'extension des comparaisons aux autres groupes de
biens en dehors des produits à base de céréales. Les ordres de grandeur des élasticités-revenu et des
élasticités-prix non compensées des produits à base de
céréales sont comparables avec les valeurs estimées
obtenues à partir de plusieurs applications réalisées sur
des données indiennes (cf. tableau 6, notamment les
résultats de Coondoo et Majumder, 1987). Les niveaux
Tableau 5 : élasticités estimées par milieu et pour la Tunisie entière
Revenu Taille Prix
Groupes de biens Urbain Rural Tunisie Urbain Rural Urbain Rural Tunisie Tunisie
Céréales 0.29 0.58 0.54 1.36 0.81 0.88 -0.005 -0.39 -0.34
Autres produits alimentaires 0.91 0.92 0.92 0.32 0.29 0.30 -0.61 -0.64 -0.63
Habitation 1.17 1.24 1.23 -0.66 -0.73 -0.71 -1.47 -1.62 -1.60
-0.22* -0.24* -0.23* 0.09* 0.21* 0.17* Divers 1.11 1.12 1.12
La valeur estimée est non significative au seuil de 5% . (*)
(i) Urbain : milieu urbain. Rural : milieu rural. Tunisie : Tunisie entière.
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