L nnovaton-produt peut-elle relancer la consommaton de fruts et légumes? Etude de cas sur le marché de la tomate fraîche Danel Hassan et Sylvette Moner-Dlhan INRA-GREMAQ, Unversté de Toulouse I, 21 Allée de Brenne, 31000 Toulouse. 2èmes journées de recherches en scences socales INRA SFER CIRAD 11 & 12 décembre 2008 LILLE, France
2 Résumé Cet artcle vse à comprendre certanes lmtes de l nnovaton comme outl de stmulaton de la demande. Nous étudons l mpact de nouveaux produts sur la demande de tomate. Après avor vérfé que tous les produts s nscrvent ben dans le même marché, nous montrons que s ces produts ont ben rencontré une demande, leur entrée sur le marché n a pas eu d mpact sur les préférences des consommateurs au nveau du marché de la tomate. Ce résultat, qu peut s explquer par un mauvas postonnement des nouveaux produts, nterroge sur la manère d accroître la consommaton de fruts et légumes.
3 Dans la plupart des secteurs de l économe, l nnovaton est un moteur de crossance. L améloraton de la qualté et l accrossement de la dversté des produts stmulent la demande. C est ce paradgme que les professonnels de la flère fruts et légumes ont à l esprt lorsqu ls explquent la stagnaton ou la basse de la demande par une segmentaton nsuffsante, comparatvement à ce qu se passe pour les produts manufacturés 1. Les consommateurs soulgnent plutôt la qualté médocre des produts et la hausse des prx, qu ls rendent responsables d un nveau de consommaton nféreur pour 60% des personnes aux recommandatons des nutrtonnstes (400g/jour/personne, vor Amot-Carln et al., 2007). 2 S la segmentaton de l offre de fruts et légumes a longtemps été embryonnare, depus pluseurs années elle progresse. Pour un certan nombre de produts (pomme de terre, rasn de table, tomate ), le nombre de varétés commercales 3 a augmenté, aboutssant à plus de dversté des formes et des goûts, à un allongement des pérodes de consommaton ou à une melleure adaptaton de chaque varété à certans usages. Pour certans produts fragles ou trés, la vente sous condtonnement a remplacé le vrac et davantage de sgnes offcels de qualté (Identfcatons Géographques Protégées et Appellatons d Orgnes Contrôlées) ont été ntroduts. Il n exste toujours pas de grande marque reconnue par une majorté de consommateurs mas certanes appellatons (Prnce de Bretagne, par exemple) sont désormas connues par une parte du grand publc. Ces évolutons autorsent à présent des analyses de cas sur la segmentaton. L exemple chos c est celu de la tomate fraîche. Ce chox est d abord lé à la possblté des rassembler des données sur pérode longue (1990-2007). La tomate est par alleurs le légume fras le plus 1 CF le programme «Segmentaton stratégque» développé par l nterprofesson des fruts et légumes au cours de ces dernères années. 2 La même recommandaton, exprmée en fréquence de consommaton (5 fruts ou légumes/jour) n est suve que par 10% des ndvdus (enquête INCA). 3 Sous le terme «varété» les bologstes font référence aux varétés agronomques. Celles-c condtonnent le goût et les rendements. Les varétés commercales peuvent être produtes à partr de la même varété agronomque et ne se dstnguer que par certanes caractérstques extéreures : c est le cas des tomates ronde et grappe.
4 consommé en France (18%) ; l est reconnu pour ses qualtés nutrtonnelles 4 mas assocé à une mage «qualté» en basse. Au mleu des années 90, sur un marché domné jusque là par une seule varété, la tomate-ronde (95% du marché, avec une nche de 5% pour la tomateallongée), deux produts nouveaux sont ntroduts : la tomate-grappe et la tomate-cerse. La tomate-grappe est assocée à une mage de produt naturel, «juste cuell» ; elle est destnée à la consommaton en fras. La tomate-cerse a des usages en parte décalés par rapport aux modes de consommaton standard : en l état, pour le grgnotage et l apértf. L objectf de ce traval est de savor s cette dfférencaton des produts a dynamsé la demande fnale. 5 De nombreux travaux d économe publque ou ndustrelle concernant le secteur des fruts et légumes tennent compte de l exstence d une dfférencaton des produts. Ans, Hassan, Ossard et Réqullart (2000) étudent, grâce à un modèle de dfférencaton vertcale, l mpact des normes européennes (catégores Extra, I, II) sur le fonctonnement du souten publc. Hassan et Moner-Dlhan (2003) comparent la valorsaton de dfférents attrbuts de la qualté (normalsaton européenne, varétés, contre-sason, sgnes offcels de qualté ) dans deux crcuts de dstrbuton, le crcut tradtonnel (grossstes et commerce spécalsé) et la grande dstrbuton. Ils montrent qu en grande dstrbuton, où sont vendus la majeure parte des fruts et légumes, la prncpale source de dfférencaton des prx est lée aux varétés commercales. Cette préémnence reflète l mportance du crtère vsuel pour la vente de fruts et légumes en grande dstrbuton. Bazoche, Graud-Héraud et Soler ( 2005) montrent comment, dans le secteur des produts fras (fruts et légumes, vande), l absence de marques commercales a autorsé le développement d une stratége de marques de dstrbuteurs assocées à une mage de qualté (Flères Qualté Carrefour). 4 En rason de la présence d un antoxydant majeur, le Lycopène, ant-cancérgène et effcace dans la préventon des malades cardo-vasculares. 5 Cette recherche a bénéfcé d un fnancement de la part de l ANR (projet Qualtomfl).
5 Un certan nombre de recherches sur le fonctonnement des flères s appuent sur l exemple de la tomate fraîche et prennent en compte l exstence de la dfférencaton des produts. Hassan et Smon (2004) s ntéressent aux varatons de prx dans la grande dstrbuton. Ils montrent que, contrarement à une croyance, les GMS ne répercutent pas plus rapdement au consommateur les hausses de prx de gros que les basses. Cette absence de comportement spéculatf est vérfée quelque sot la varété. Réqullart, Smon et Varela (2008) font au contrare apparaître que le pouvor de marché des GMS vs à vs de l amont est surtout fort en tomate-grappe. La dfférencaton des produts est un thème majeur de la lttérature économque (Lancaster, 1990). Celle-c étude l offre de varété qu dépend de la talle du marché, de l exstence ou non d économe d échelle et du nveau de compétton entre offreurs. Dans ces modèles, l analyse de la consommaton repose sur l hypothèse d une préférence systématque pour la varété et pour la qualté. L ntroducton d un nouveau produt a donc des effets postfs dans la mesure où elle est rédut certans coûts de «transport» (dfférencaton horzontale à la Hotellng) ou procure à une parte des consommateurs une utlté nette supéreure (dfférencaton vertcale à la Mussa-Rosen). La dffuson des nnovatons a également suscté de nombreux travaux (Norton et Bass, 1987). Toutefos, ls concernent surtout des produts d équpement ncorporant un dose mportante d nnovaton technologque (télévseurs, ordnateurs ), fort dfférents des produts pérssables auxquels on s ntéresse c. D autres recherches, consacrées aux modaltés d extenson vertcale de la marque, soulgnent l mportance du postonnement des nouveaux produts (Mchel et Salha, 2005). Après avor décrt les données, nous vérfons dans une seconde étape que l ntroducton des nouveaux produts n a pas rems en cause l uncté du marché. La trosème étape est consacrée aux constats statstques. Nous décrvons l évoluton de la consommaton,
6 les substtutons entre produts, leur effet sur le prx moyen et sur le chffre d affares de la flère. Dans une quatrème étape, nous étudons l mpact de la segmentaton sur les préférences des consommateurs. L analyse temporelle est complétée par une étude sur données ndvduelles. Nous dscutons ces résultats et nous concluons. LES DONNEES Cette recherche s appue sur les données du TNS Worldpanel. Celu mesure les consommatons à domcle d un large évental de produts almentares. Sur pérode longue, les données sont névtablement affectées par certanes ruptures statstques. Toutefos, grâce à un pett nombre de raccordements (vor annexe A1), on obtent pour la pérode 1990-2007 des séres mensuelles relatvement homogènes concernant la consommaton natonale de tomate fraîche, globalement et pour chacun des produts, pour les quanttés et les prx. Jusqu en 1995, seuls deux produts sont présents sur le marché, la tomate-ronde et la tomate-allongée. Les achats concernant les nouvelles varétés sont rensegnés à partr de 1996. ENTREE DES NOUVEAUX PRODUITS ET MARCHE PERTINENT DE LA TOMATE FRAICHE Les crtères usuels de détermnaton du marché pertnent sont ssus de la lttérature sur la concurrence (Phlppe, ) où l appartenance au même marché est lée au nveau de prx et aux élastctés de substtutons entre produts. D autres travaux utlsent des tests statstques dts «de séparablté fable». Les prx L entrée sur le marché de la tomate-grappe se fat à un prx supéreur de 33% à celu du produt de base. Cet écart est en parte explcable par les coûts : les premers entrants
7 chosssent en effet des rendements fables, autorsant une melleure qualté 6. La rente assocée à la rareté du produt est la seconde composante d un écart des prx qu dmnue progressvement avec l entrée de nouveaux offreurs et l adopton des standards culturaux. En fn de pérode, la dfférence de prx n est plus que 10%. Ce résultat confrme l appartenance de la tomate-grappe au marché de la tomate, d autant que ses utlsatons sont dentques à celles du produt standard. Tel n est pas le cas pour la tomate-cerse dont le prx est durablement et fortement décalé par rapport à celu des autres produts : entre deux fos et tros fos celu de la tomate-ronde. Ce constat se conjugue au décalage lé aux utlsatons pour orenté vers une séparaton de ce produt par rapport au marché pertnent. Substtuts et compléments Les élastcté-prx mesurent la varaton de la demande d un ben consécutve à une varaton de prx du ben (élastcté-prx drecte notée ε ) ou d un autre ben j (élastcté-prx crosée notée ε j ). Ces varatons sont exprmées en pourcentages 7. S > 0, l y a ε j substtuton entre et j, s ε < 0 complémentarté, tands que = 0 tradut une absence de j relaton fondée sur les varatons de prx. Pour calculer ces élastctés, nous estmons un modèle de demande AIDS 8 (Deaton et Muellbauer, 1980). Un modèle de demande mult-produts Ce modèle est largement utlsé dans les travaux emprques sur la demande de produts agroalmentares. Il autorse l agrégaton des demandes ndvduelles et possède de bonnes ε j 6 Mons d eau, davantage de char et de sucre (dres d experts). 7 L élastcté-prx drecte s écrt de la manère suvante : ε C p j L élastcté-prx crosée s écrt ε p =. j p C 8 Almost Ideal demand System. j p = Δ C C Δ p p p C = C p p C, avec ε 0. p
8 proprété de flexblté 9. Le modèle AIDS s écrt comme un système d équatons où les parts de marché des n bens (w,, =1,..., n) sont explquées par les n prx (p j ) et la dépense totale en tomate, notée (X/P), X étant la dépense en valeur et P un ndce du prx de la tomate. S t désgne le temps, chaque équaton de part s écrt : w t n = α + γ log p + β log( X / P) (1) j = 1 j jt t t On mpose les restrctons théorques usuelles d addtvté des parts budgétares ( = 1), α d homogénété et de symétre ( γ j = γ j = β = 0). L ndce de prx translog P j n n 0 t j ( P = α α log p γ log log p ) est, comme le suggèrent Deaton et Muelbauer, t + + j t jt remplacé par une approxmaton lnéare, l ndce de Stone ( log P t = w t * log p t ). Pour paller le problème de smultanété lé à la présence du terme w t à gauche et à drote de l équaton (1), on utlse dans l ndce de Stone la varable retardée w au len de w (REF). Nous normalsons les prx et la dépense par leur moyennes pour corrger les problèmes d unté de mesure (Moschn, 1994). Toutes les valeurs sont exprmés en termes réels pour supprmer les effets d lluson monétare. Le tratement de l autocorrélaton des résdus (vor annexe A2) lée au caractère temporel des données s nspre des procédures dscutées par Blancfort et Green (1983) : ntroducton d une varable démographque d habtude (Q t-1 ) mesurant la quantté consommée à la pérode précédente et estmaton du modèle en dfférences premères. Les autres varables démographques sont sasonnères (prntemps et été, par rapport au reste de l année) et annuelles (12 varables dchotomques sur 13 ans). La constante de l équaton (1) s écrt donc: t 1 t 9 L équaton (1) est une approxmaton au premer ordre de n mporte quelle relaton fonctonnelle entre les parts de marché, les prx et la dépense.
9 * 2006 pr nt emps+ δ2 été + υjan j + Q 1 t 1, j = 1990 α = α + δ ψ (2) L estmaton repose sur les observatons mensuelles de parts de marché et de prx concernant la pérode 1996-2007 (149 observatons). Elastctés par rapport à la dépense et aux prx propres La qualté de l estmaton est bonne (R² ajustés respectvement égaux à 0,91, 0,92 et 0,79). Les varables démographques sont, de façon générale, fortement sgnfcatves. Elles capturent les effets de la sasonnalté et ceux lés à la varablté nter-annuelle de la producton et de la consommaton. Les résultats détallés sont présentés à l annexe A2. Les formules retenues pour calculer les élastctés s appuent sur les tests réalsés par Green et Alston (1990). Ces formules s écrvent : β η + 1 1 = ; ε j = 1+ ( γ j β w j ) (3) w = 1 ; ε 1+ ( γ β ) w w Où η, ε et ε j désgnent respectvement l élastcté par rapport à la dépense, l élastctéprx drecte du ben et l élastcté prx crosée de par rapport à j. Ces élastctés sont calculées au pont moyen où les parts de marché sont les suvantes. Tableau 1 : Parts de marché moyennes sur la pérode 1996-2007 (valeurs) Tomate-ronde Tomate-grappe Tomate-allongée Tomate-cerse 53,4% 32,7% 4,7% 9,2% Ces élastctés sont pour la plupart statstquement sgnfcatves (vor tableau 2). La tomate-grappe a une élastcté dépense (1,2) supéreure à celle des autres produts, ce qu tradut une demande plus dynamque. Cette élastcté est untare pour les produts présents dès 1990 (tomate-ronde et tomate-allongée) et sensblement nféreure à 1 pour la tomatecerse (0,48). Ce classement se retrouve pour les élastctés prx drectes. Celle-c vaut -1,74 pour la tomate-grappe, envron -1 pour la tomate-ronde et la tomate-allongée et -0,55 pour la
10 tomate-cerse. Ces valeurs s nscrvent dans la fourchette des résultats obtenus par alleurs pour les fruts et légumes (Amot-Carln et al. 2007). Pour la France comme pour l Amérque du Nord, les élastctés-prx drectes se stuent entre -0,50 et -1 10. Tableau 2 : Elastctés prx et dépense par produt (1996-2007) Ronde Grappe Allongée Cerse Elastcté/dépense Ronde -1,11*** 0, 32*** -0,60** -0,12** 0,97*** Grappe 0,44*** -1,74 *** 0,06** 0,04 1,20*** Allongée -0,76** 0,46** -1,02*** 0,24* 1,06*** Cerse -0,42* 0,35** 0,14** 0,55** 0,48*** Les étoles rensegnent sur le seul de sgncatvté des paramètres : * 10%, **5%, ***1% Elastctés prx crosées Entre la tomate-ronde et la tomate-grappe, les substtutons s opèrent dans les deux sens. Ces deux produts consttuent ans le cœur de marché. Entre la tomate-ronde et les produts de nche (tomate-allongée et tomate-cerse), l n y a pas substtuton mas complémentarté : ces produts sont susceptbles d augmenter la demande en proftant du dynamsme des autres produts ou en les assocant à leur propre dynamsme. La tomategrappe, par contre, établt un len entre cœur de marché et produts de nche. Ce len est unlatéral ; l va du prx de la tomate-grappe aux quanttés de tomate-cerse ou de tomateallongée. Mas l est de même ampltude que le len entre les deux produts de base, tomategrappe et tomate-ronde (élastctés de substtuton d envron 0,40). Contrarement au prx, ces résultats concernant les substtutons mltent pour nclure la tomate-cerse dans le marché de la tomate-fraîche. Pour lever l ndétermnaton, nous avons recours aux tests de séparablté. Intutvement, l y a séparablté entre deux groupes de bens G et I s les varatons de 10 Les élastctés sont sensbles au tratement de l autocorrélaton (vor A2). Celu-c rédut le nveau des élastctés, drectes et crosées, sans affecter globalement n les sgnes n le classement.
11 prx des bens de I ont, sur la demande des bens du groupe G, des effets smlares, ne dfférant qu en foncton des parts de marché et des élastctés revenus (vor annexe A3). Ce test conclut à un rejet de l hypothèse de séparablté pour la tomate-cerse. Nous concluons en mantenant la tomate-cerse dans le marché pertnent. CONSTATS STATISTIQUES : EVOLUTIONS DE LA DEMANDE, DES PRIX ET DU CHIFFRE D AFFAIRES Stablté de la demande jusqu en 2001 La consommaton de tomates connaît, comme c est le cas pour beaucoup de produts fras, d mportantes fluctuatons nterannuelles lées aux varatons clmatques. S l on fat abstracton de ces fluctuatons, la prncpale caractérstque de la demande de tomate fraîche durant la pérode 1990-2001 est la stablté 11 (vor graphque 1). L entrée des nouveaux produts en 1996 n ntervent donc pas dans un contexte de désaffecton pour la tomate fraîche; de même, pendant pluseurs années, elle n a pas d effet marqué sur la consommaton. A partr de 2002 cependant, la stablté fat place à une dmnuton lente mas régulère (-10% en 2006 par rapport à 2001). Graphque 1 : Evoluton annuelle de la demande totale de tomate fraîche tonnes 275000 325000 375000 1990 1995 2000 2005 11 La consommaton est stable depus 1987 au mons ; nous fxons le pont de départ de l analyse en 1990 pour des rasons lées à la dsponblté d autres données (INSEE par exemple). Par alleurs, les enregstrements pour 2007 ne couvrent pas toute l année. Pour les comparasons annuelles on se réfèrera donc à l année 2006.
12 Substtuton massve de la tomate-grappe à la tomate-ronde La substtuton massve de la tomate-grappe à la tomate-ronde est le fat le plus marquant de la pérode postéreure à 1995. Elle commence dès 1996 et se poursut jusqu en 2003-04, aboutssant à une réducton de moté de la part de marché de l ex-produt de base (vor graph. 2). Graphque 2 : Evoluton mensuelle des parts de marché entre 1996 et 2007 pourcentages 0.2.4.6.8 1 0 50 100 150 mos tomate-ronde tomate-allongée tomate-grappe tomate-cerse Par son ampleur, cette substtuton témogne d une attente chez les consommateurs. Ben que favorsé par une évoluton des rapports de prx favorable à la tomate-grappe, ce basculement de la demande ne s explque pas prncpalement par des varatons de prx. Même s les élastctés calculées plus haut sont des valeurs de court terme et non de long terme, en prncpe supéreures en valeur absolue 12, ces élastctés ne sont pas suffsamment fortes pour qu on pusse explquer la multplcaton par 4,5 des ventes de tomate-grappe sur la seule base de varatons des prx et de la dépense somme toute modestes. La dffuson rapde du produt obét à un phénomène d opnon. Le déplacement vers un produt plus cher n exclut cependant pas que les consommateurs chosssent auss de ne pas augmenter leur dépense, un tel chox s effectuant au détrment les quanttés. 12 Cette supérorté tent au fat que les demandes sont plus flexbles car le nombre total de substtuts augmente. Pour une dscusson sur la relaton entre élastcté-prx de long et de court terme, vor notamment Subotnk, 1974.
13 La tomate-cerse est restée, comme la tomate-allongée, un produt de nche (en quantté, envron 5% du marché). Cela s explque pour parte par la spécfcté des usages, mplquant des achats plus restrents et par le nveau des prx. Dans ce contexte, le smple manten de la part de marché en volume ndque que la tomate-cerse a eu un réel écho chez des consommateurs 13. En dx ans, sa part de marché en valeur a attent 14%, ce qu tradut un succès commercal. Evoluton du prx moyen : effet prx et effet substtutons Le prx moyen de la tomate fraîche a connu au cours de cette pérode de 18 ans pluseurs nflexons (vor graph 3). Jusqu en 1995, ce prx basse en termes réels, suvant en cela la tendance à long terme de nombreux produts agrcoles depus l après-guerre et jusqu aux années récentes. Cette pérode est suve, à partr de 1996, d une hausse modérée s accélérant à partr de 2000. En fn de pérode, le prx moyen retrouve un nveau proche de celu de 1990. Graphque 3 : Evoluton du prx moyen annuel de la tomate entre 1990 et 2007 (ndce : 1990=100) ndce.8.9 1 1.1 1.2 1990 1995 2000 2005 2010 an Cette évoluton résulte de deux mécansmes dstncts: un effet-prx proprement dt, lé à l évoluton des prx des dfférents produts, et un effet-substtuton lé au remplacement du 13 Le prx de la tomate-cerse a été multplé par 2,3 entre 1996 et 2002. En vertu de l élastcté-prx drecte calculée au 2, la demande aurat du dmnuer de plus de moté. Les effets hors-prx jouent donc également c.
14 produt de base par des produts plus chers. Ces deux effets jouent avec une ntensté dfférente selon les pérodes. De 1996 à 1999, l augmentaton du prx moyen (+8% par rapport à 1995) est due à l effet-substtuton car les prx des prncpaux produts évoluent encore à la basse. Entre 1999 et 2002, où les prx de tous les produts augmentent, effets prx et substtuton sont responsables chacun pour moté de l accrossement du prx moyen. Après 2002, l effet-substtuton domne à nouveau (substtuton de tomate-cerse à tomate-ronde). Le graphque 4 représente l évoluton du prx de chacun des produts. Le tableau 3 montre comment aurat évolué, à quantté constante, le prx moyen de la tomate fraîche en foncton de dfférentes hypothèses concernant la composton de la demande. Graphque 4 : Evoluton en termes réels des prx annuels ( /kg) : tomate-ronde, tomate-grappe, tomate-allongée et tomate-cerse euros 1 2 3 4 1990 1995 2000 2005 2010 tomate-ronde tomate-allongée tomate-grappe tomate-cerse Tableau 3: Evoluton en termes réels du prx moyen de la tomate fraîche entre 1996-2007 en foncton d agrégats dfférents (Indces : 1996=100) 1996 1998 2002 2007 Prx total moyen 100 97 121 109 Prx moyen ronde + grappe 100 95 116 101 +allongée Prx moyen ronde + allongée 100 90 110 99
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16 Impact postf sur le chffre d affares de la flère Jusqu en 1995, la stablté de la demande conjuguée à la basse du prx provoquent une basse de 15% du chffre d affares de la flère évalué aux prx de détals (vor graphque 4). A partr de 1996, l augmentaton de la part de marché des nouveaux produts bloque cette tendance à la basse. Le chffre d affares retrouve son nveau de 1990 et croît même en termes réels (2002 et 2003). Depus 2004, le manten d un prx moyen relatvement élevé ne sufft plus à contrecarrer la basse de la demande. Graphque 5 : Evolutons du chffre d affare, de la demande totale et du prx ndce.8.9 1 1.1 1.2 1990 1995 2000 2005 2010 demande prx moyen chffre d'affares EFFETS DE LA SEGMENTATION SUR L EVOLUTION DES PREFERENCES Approche globale et temporelle L effet de la segmentaton sur les préférences n est drectement mesurable par son mpact sur la consommaton. Pluseurs paramètres nfluent en effet sur la demande, pouvant masquer un éventuel changement des préférences : le prx moyen de la tomate fraîche, qu dmnue avant 1996 et augmente après, les prx des prncpaux substtuts du produt et la dépense. Ces effets sont prs en compte va l estmaton d une foncton de demande globale.
17 Une foncton de demande globale L évoluton des paramètres d une foncton de demande reflète celle des préférences 14. On chost un modèle log-lnéare dont les coeffcents donnent drectement les valeurs des élastctés. Nous consdérons comme substtuts de la tomate fraîche les agrégats «légumes fras» et «légumes transformés», dont les prx sont rensegnés par l INSEE sur une base mensuelle 15. L évoluton du prx des légumes fras est parallèle à celle du prx de la tomate fraîche : basse jusqu en 1995, stablsaton et hausse après. Au contrare, le prx des légumes transformés sut un trend contnu à la basse, caractérstque d une parte des produts ndustrels (vor graph.6). Graphque 6: Evoluton en termes réels des prx mensuels des légumes fras et transformés (Source : INSEE) ndce.6.8 1 1.2 0 50 100 150 200 250 mos fras transformé Nous retenons comme ndcateur de dépense la dépense almentare totale, rensegnée par les comptes natonaux (INSEE) sur une base trmestrelle. Cet agrégat tent compte des légumes transformés et des plats cusnés à base de tomate (sauces tomates cusnées, pzzas ). Jusqu en 2003, la dépense almentare a évolué à un rythme proche de la dépense totale : 14 Une foncton de demande est lée aux préférences par l ntermédare d une foncton d utlté. 15 Les données TNE-World Panel rensegnent également sur le prx des légumes fras, mas elles sont dsponbles unquement à partr de 1998-2007. Sur cette pérode, la corrélaton avec la sére INSEE exhbe un R² de 65%.
18 quas stablté jusqu en 1994, pus crossance. A partr de 2004, elle se stablse à nouveau, alors que la dépense globale contnue de progresser (vor graph. 7). Graph.7 : Evoluton en termes réels de la de la dépense almentare. Comparason avec la dépense totale (source : INSEE, Comptes natonaux). ndce 1 1.1 1.2 1.3 1.4 0 50 100 150 200 250 mos consommaton almentare consommaton totale Le changement de régme est testé en ntrodusant, parallèlement à chacune des varables, un effet-crosé mesurant l mpact spécfque de la pérode 1996-2007 (Moschn et Melke, 1989). Avec QTom, p, p, p, et Alm désgnant respectvement la quantté Tom LegFras LegTrans totale de tomate vendue, son prx moyen, le prx des légumes fras, celu des légumes transformés, la dépense almentare et mosk (k=1,,12), chacune des 12 varables dchotomques mensuelles (13 pérodes de 4 semanes par an), l équaton de demande s écrt : logq Tom β log p 1 = α + α log p Tom 0 Tom * pérode2 + β log p k 12 A pérode + = β4 log lm* 2 = 1 2 k + α log p 1 k 2 LegFras λ mos k LegFras + α log p 3 LegTrans * pérode2 + β log p 3 + α log Alm+ 4 LegTrans * pérode2 + (2)
19 Le problème posé par l autocorrélaton des résdus est traté en utlsant la méthode des Mondres Carrés Généralsés 16. 16 Procédure Pras du logcel Stata.
20 Résultats La qualté de l estmaton est bonne (R² ajusté=96%) : les varables chronologques sont très sgnfcatves et capturent la forte sasonnalté de la demande. Les résultats ans que les paramètres mesurant la qualté de la régresson sont rassemblés au tableau 4. Les valeurs assocées aux prx et à la dépense almentare sont les élastctés correspondantes. Tableau 4 : Résultats de la régresson Varables Estmatons Prx de la tomate (log) -0,73*** Prx des légumes fras (log) 0,60** Prx des légumes trans. (log) -0,18 Dépense almentare (log) -1.15 Constante 9,86*** Effets crosés Prx de la tomate * pérode2 0,25** Prx des légumes fras *pérode2-0,53** Prx des légumes trans.*pérode2 0,77** Dépense almentare*pérode2 1,12 Varables chronologques Mos1 0,03 Mos2 0,09*** Mos3 0,31*** Mos4 0,59*** Mos5 0,93*** Mos6 1.15*** Mos7 1.18*** Mos8 1.05*** Mos9 0,70*** Mos10 0,50*** Mos11 0,30*** Mos12 0,01*** Paramètres de la régresson Nombre d observatons 232 Prob > F 0,000 Adj R² 0,96 Durbn-Watson orgnal 1,38 Durbn-Watson transformé (ρ=0,33) 2,00 En premère pérode, l élastcté prx drecte de la demande globale de tomate fraîche est un peu nféreure à l unté : -0,73. Les substtutons s opèrent avec les légumes fras (0,61), l élastcté prx par rapport aux légumes transformée n étant pas sgnfcatvement dfférente de zéro. L élastcté par rapport à la dépense almentare est nulle.
21 Des nflexons, mesurées par les effets-crosés assocés à la seconde pérode, ntervennent en seconde pérode. L effet-crosé correspondant au prx de la tomate est postf (+0,25) : l élastcté prx propre devent, pour la pérode post-segmentaton, -0,48 au leu de - 0,73 avant 1996. Cette désensblsaton au prx efface l mpact de la hausse de prx lée au changement de composton de l offre. Alors qu en premère pérode, les substtutons s opèrent avec les légumes fras, en seconde pérode, elles s effectuent préférentellement avec les légumes transformés, dont le prx relatf par rapport à la tomate et aux légumes fras dmnue. Au total, la sensblté de la demande de tomate au prx des substtuts est stable : 0,60 en premère pérode (légumes fras), 0,58 en seconde pérode (légumes transformés). Enfn, la déconnexon par rapport à la dépense almentare (nullté de l élastcté par rapport à la dépense almentare) subsste. Au total, les préférences évoluent peu. On peut llustrer ce résultat en calculant la demande à partr des seuls coeffcents de la premère pérode 17 : l écart lé aux effets-crosés est fable (vor graph. 8). tonnes 280000 300000 320000 340000 360000 Graph 8 : Impact du changement des préférences sur la demande. 1990 1995 2000 2005 2010 an prédcton 2 pérodes prédcton 1 pérode En combnant élastctés et varatons de prx, on rend compte des nflexons de la demande globale de 1990 à 2006. En premère pérode, l effet dynamsant d un prx de la tomate à la basse est annulé par l évoluton du prx des légumes fras, également favorable au consommateur. En seconde pérode, le prx des légumes fras augmente, comme celu de la 17 Les coeffcents non sgnfcatfs ont été ms à 0.
22 tomate, mas les consommateurs substtuent à présent avec les légumes transformés dont le prx basse. Etude en coupe L analyse précédente peut être complétée par une approche sur données ndvduelles. Celle-c concerne la pérode 1998-2001, qu consttue un temps fort du processus de dffuson des nouveaux produts. En effet, la part ndvduelle des achats de tomate-grappe+ tomatecerse passe, en moyenne, de 20,5% en 1998 à 33,6% en 2001 18. La queston porte sur la relaton entre structure de la consommaton et nveau de consommaton. Les résultats présentés c-dessous correspondent à l année 2001. Un tableau de contngence (tableau 5) est construt selon deux crtères : la part des nouveaux produts dans le total des achats de tomate, pour lequel on dstngue tros types -0 ; >0 & <75% ; >75%- et la quantté totale de tomate achetée, pour laquelle on dstngue quatre types, correspondant aux quartles. La répartton des 4135 ndvdus est donnée en pourcentages. Tableau 5 : Répartton des ménages selon leur consommaton totale de tomate fraîche et la part des nouveaux produts (2001) <1,7 kg >1,7 kg & >5,9 kg & >14,3 kg Total <5,9 kg <14,3 kg 0 % 9,8 15,4 15,3 16,4 56,8 >0 & <0,75 % 0,9 4,0 5,5 5,6 16,0 >75 % 14,6 5,4 4,2 3,1 27,2 Total 25,2 24,8 25 25 100 Ch² : 735 Pr=0.000 Remarquons tout d abord qu en 2001, plus de la moté des ménages n achètent jamas les nouvelles varétés. Par alleurs, ceux qu modfé le plus fortement leur type de consommaton (part des nouveaux produts>75%) sont majortarement (14,6% sur un total de 27,3%) des acheteurs occasonnels de tomate (consommaton annuelle nféreure à 1,7 kg). 18 Il s agt de la moyenne des parts ndvduelles. Pour les mêmes années, dans les données natonales redressées, la part moyenne des achats de grappe et cerse est de 30% en 1998 et 44% en 2001.
23 Les ménages qu panachent leur achats sont stués prncpalement dans les 2 quartles supéreurs : on ne saurat dre s le goût pour la dversté stmule la consommaton ou, à l nverse, l ntérêt pour le produt condut à dversfer les achats. Quoqu l en sot, ces amateurs de dversté représentent un quart seulement (11,9%/50%) des consommateurs fdèles au produt ( ceux qu appartennent aux 2 quartles supéreurs du pont de vue de la consommaton totale). Ces derners sont dans 6 cas sur 10 des mono-acheteurs de tomateronde + tomate-allongée. On conclut que les nouvelles varétés n nctent pas fortement à accroître la consommaton ndvduelle. Le test du ch² montre qu l exste entre les deux caractères étudés une relaton ; celle-c est décrossante (coeffcent de corrélaton égal à - 0,286). CONCLUSION Ben que les nouveaux produts aent attent des parts de marché sgnfcatves, l nnovaton n a pas dynamsé la demande. Ce résultat peut s explquer en termes de «cannbalsme» des produts (Mchel et Salha, 2005), par un mauvas postonnement de la tomate-grappe. Ce produt répond en effet à des usages très proches du produt standard. La tomate-cerse qu correspond à des utlsatons plus cblées est plus à même d élargr la demande, mas reste un produt de nche. Cette stratége de dfférencaton a toutefos perms aux offreurs d augmenter leur chffre d affares. Les stratéges actuelles sont comparables à celle des années 90, les producteurs développant des produts qu servent de support à des augmentatons de prx 19. Pour répondre à des préoccupatons de santé publque, l augmentaton de la consommaton dot prvléger la dfférencaton vertcale plutôt qu horzontale. Elle passe par la R&D (déclenchement de la maturaton, formaton des arômes et structure du frut) mas 19 La varété dte «Cœur de Bœuf», par exemple, qu est présente sur les lnéares des GMS.
24 auss par l optmsaton de certans paramètres (délas d achemnement, condtons de conservaton). Toutefos, l ne faut pas sous-estmer l nerte de la demande face à des produts qu sont mal adaptés au mode de ve actuel (temps de préparaton). Par contre, en fruts et légumes transformés (surgelés, conserves et plats cusnés), nnovatons et gans de productvté peuvent accroître la consommaton. Ce second axe a des mplcatons mportantes pour les pouvors publcs en termes de recherche et de réglementaton.
25 Références Amot-Carln M.J., Callavet F., Causse M., Combrs P., Dallongevlle J., Padlla M., Renard C., Soler L.G. (2007), Les fruts et légumes dans l'almentaton. Enjeux et détermnants de la consommaton. Expertse scentfque collectve, synthèse du rapport, INRA. Asche F. and Wessells Cathy R. (1997), On prces ndces n the almost deal demand system, Amercan Economc Revew, 1182-1185. Bazoche P., Graud-Héraud E., Soler L.G. (2005). Premum prvate labels, supply contracts, market segmentaton, and spot prces, Journal of Agrcultural and Food Industral Organzaton (USA), vol. 3, n 1, 1-28. Benjamn C., Cadoret I., Herrard N., Tanguy S, (2004). Econométre applquée. Ouvertures économques, Edtons de Boeck.. Bertal V., Callavet F. (2003), Food Consumpton and Poverty : A Segmentaton Approach. Paper de recherche, INRA-Corela n 04-06. Blancfort L. and Green R. (1983), An almost deal demand system ncorporatng habts: an analyss of expendtures on food and aggregate commodty groups. The Revew of Economcs and Statstcs, Vol. 65, n 3, 511-515. Deaton A. and Muellbauer J. (1980), An almost deal demand system, Amercan Economc Revew, 70, 312-326. Eales J. and Henderson Jason R. (2001), The mpact of negatvty on separatvty testng, Amercan Journal of Agrcultural Economcs, 465-477. Eales James S. and Unnevehr Lauran J. (1988), Demand for beef and chcken products: separablty and structural change, Amercan Journal of Agrcultural Economcs, Vol. 70, N 3, 521-532. Egerton Davd L. (1997), Weak separablty and the estmaton of elastctes n multstage demand systems, Amercan Journal of Agrcultural Economcs, 62-79. Green R. and Alston J.M. (1990), Elastctes n AIDS Models, Amercan Journal of Agrcultural Economcs, 72, pp 442-445. Hassan D., Ossard, H. et Réqullart V. (2000), Effet d'un prx mnmum sur le marché d'un ben dfférencé. Le cas de la pomme dans l'unon européenne, Econome Rurale, n 258, 69-68. Hassan D. et Moner-Dlhan S. (2003), Transmsson des prx dans la flère fruts : une approche hédonque, Econome Rurale, n 275, 21-31. Hassan, Smon M. (2004), «Transmsson des prx dans la flère des fruts et légumes: une applcaton des tests de contégraton avec seuls», Econome Rurale n 283-284 Lancaster K. (1990), The Economcs of Product Varety: a Survey, Marketng Scence, Summer 90, Vol. 9 Issue 3, 189-206.
26 Mchel G., Salha B. (2005), L extenson de la gamme vertcale : clarfcaton du concept, Recherches et Applcatons en Marketng, vol. 20, n 1/2005, 65-78 Moschn G., Moro D. and Green R. (1994), Mantanng and testng separablty n demand systems, Amercan Journal of Agrcultural Economcs, 76, 61-73. Moschn G. and Melke Karl D. (1989), Modellng the pattern of structural change n U.S. meat demand, Amercan Journal of Agrcultural Economcs, May 1989. 253-261. Norton John A. and Bass Frank M. (1987) A Dffuson Theory Model and Substtuton for Successve Generatons of Hgh-Technology Products Management Scence, Vol. 33, n 9, 1069-1086. Phlppe J. (1998), La mesure du marché pertnent, Revue Françase d Econome, vol. 13, n 4, 125-159. Raynal H. (2007) Consommaton à domcle de la tomate fraîche en France. Mémore de Master II, Statstque et Econométre, Unversté de Toulouse I. Réqullart V., Smon M., Varela-Irma X.L. (2008) Market power n the fresh tomato vertcal chan, paper de recherché présenté à la 35 th Conférence EARIE, Toulouse. Schavna A. (1994), Méthodes et dffcultés de détermnaton des marches pertnents, paper présenté à l Ecole Chercheur Poltque de la Concurrence, Toulouse. Subotnk A. (1974), Short and long run elastctes n the consumer demand theory, Amercan Journal of Agrcultural Economcs, 553-555.
27 A1 Les données Nous dsposons de deux séres statstques : 1990-1999 d une part, 1998-2007 d autre part, mses à notre dsposton par le Centre Technque Interprofessonnel des Fruts et Légumes. La premère sére (1990-1999) mesure la consommaton moyenne pour 100 ménages. La seconde sére statstque fournt pour la pérode 1998-2007, des données redressées, mesurant cette fos la consommaton à l échelle natonale. Sur la base des années 1998 et 1999, on vérfe la cohérence des deux séres (prx et parts de marché). On calcule alors le coeffcent de transformaton de la consommaton ndvduelle en consommaton natonale qu on nous applque aux données de la pérode1990-1997. En 1996, un changement de défnton du panel de consommateurs s accompagne d une basse de la consommaton. Cependant, cette rupture ne remet par en cause pas la stablté de la consommaton ndvduelle constatée jusque là : nous raccordons ces deux éléments de sére par applcaton d un smple coeffcent correcteur. Au préalable, celles-c ont été corrgées pour ntégrer l effet de l augmentaton de la populaton natonale. Dans cette étude nous utlsons également les données ndvduelles du TNS Worldpanel. Celles-c rensegnent sur les consommatons des dfférents ménages du panel. Elles sont dsponbles sur une pérode plus lmtée (1998-2004) et servent pour une analyse en coupe.
28 A2 Estmaton du modèle de demande L estmaton sur données temporelles fat souvent apparaître une autocorrélaton des résdus condusant à des valeurs basées. Dans le cas présent, l autocorrélaton est forte (test de Durbn-Watson nféreurs à 1. L utlsaton des Mondres Carrés Généralsés standards n est pas possble dans la mesure où l on estme un système d équatons sous un certan nombre de contrantes (Benjamn et al., 2004). Blancfort et Green proposent deux méthodes pour dmnuer l autocorrélaton : un modèle dynamque par ntroducton d une varable démographque d habtude et l estmaton d un modèle standard en dfférences premères où le paramètre ρ est unque mas pas nécessarement égal à 1. Nous utlsons ces deux méthodes conjontement. Nous précédons en pluseurs étapes. Une premère estmaton de l équaton (1) s appuyant sur des varables en nveaux permet de calculer les résdus qu servent ensute à estmer le paramètre de corrélaton résduelle temporelle ρ. Dans cette estmaton, on mpose l uncté de ρ. Dans une trosème étape, on réécrt le modèle en dfférences pour une estmaton par la méthode des Mondres Carrés Généralsés. Le paramètre ρ est égal à 0,17. Les Durbn-Watson ne rejetent pas l hypothèse d absence d auto-corrélaton négatve et se stuent dans la zone d ncerttude pour l autocorrélaton postve. Les tests de Box et Perce ne rejettent pas l hypothèse d absence globale d auto-corrélaton. A3 Résultats de l estmaton du modèle de demande AIDS L hypothèse d addtvté permet d estmer 3 équatons de parts au leu de 4. Grâce àl utlsaton d une procédure tératve, les résultats sont ndépendants du produt oms. Le tableau c-dessous présente les résultats détallés de l estmaton.
29 Tableau 6 : résultats de l estmaton Varables Tomaterondgrappe Tomate- Tomate-allongée Dépense en -0.01 0.06*** 0.00 tomate Prx ronde -0.07 0.17*** -0.03** Prx grappe 0.17*** -0.21*** 0.02** Prx allongée - 0.03* 0.02** 0.00 Prx cerse -0.07** 0.02 0.01* Constante 0.37*** 0.32*** 0.04*** Varables démographques Quantté t-1-6.31 e-10-1.01 e-9 6.27 e-9 *** Prntemps -0.03** 0.04*** -0.01** Eté -0.01-0.01 0.01*** 1996 0.27*** -0.20*** 0.00 1997 0.23*** -0.16*** -0.02** 1998 0.21*** -0.13*** -0.02*** 1999 0.16*** -0.07*** -0.03*** 2000 0.12*** -0.03** -0.02*** 2001 0.11*** -0.03** -0.03*** 2002 0.08*** 0.00-0.02*** 2003 0.05** 0.04** -0.02*** 2004 0.34** 0.03** -0.02*** 2005 0.02 0.01-0.01** 2006 0.01 0.01 0.00 Caractérstques de la régresson Nombre 149 149 149 d observatons R² ajusté 0.91 0.92 0.79 Prob> F 0.000 0.000 0.00 Tests sur l autocorrélaton résduelle Box et Perce* 3,07 1,69 0,20 D-W 1,54 1,76 1,92 *le seul de rejet de l hypothèse nulle pour est de 5
30 A3 Tests de séparablté L hypothèse de «séparablté fable» est nhérente à l estmaton de modèles de demande sectorels. En vertu de cette hypothèse, le consommateur ne chost pas smultanément entre tous les produts. Ses chox sont hérarchsés le long d un arbre de décson et s opèrent au sen de sous-ensemble de produts analogues (produts almentares/non almentares, légumes/autres produts almentares, tomate fraîche /autres légumes, etc..). Cette hypothèse permet de lmter le nombre de bens ntervenant dans les fonctons de demande : le nombre d effets-prx crosés augmente en effet de façon exponentelle avec le nombre de bens prs en compte. La séparablté peut également être testée a posteror sur de petts groupes de bens. Formellement, deux sous-ensembles de bens, G et H sont dts séparables s, pour tous couples σ k εε k de bens (, j) appartenant à G et (k, m) appartenant à H, l égalté = est vérfée, où σ εε jm j m lesσ sont les élastctés de Allen (élastctés crosées hcksennes 20 corrgées des parts de k marché de j et k) et les ε k les élastctés-dépense. Supposons pour smplfer que les fonctons de demande soent homothétques ε = ε ). La condton de séparablté devent alors l égalté des élastctés de Allen. ( k jm Intutvement, cela sgnfe que d un sous-ensemble de bens à l autre, en cas de séparablté, l mpact crosé des prx sur la demande est ndépendant des bens. Cet mpact prx n est dfférencé qu au sen de chaque sous-ensemble de bens. Lorsque les prx et la dépense sont normalsées et qu on se place au pont moyen, Moschn, Moro et Green (1994) montrent que pour chaque contrante ndépendante, le test s écrt : γ k + ωω k ( ω + β )( ωk + βk ) = γ + ωω ( ω + β )( ω + β jm m j j m m ) où les γ k sont les coeffcents mesurant l mpact des prx sur les parts de marché, les β sont les coeffcents assocés à la dépense (mpact d une varaton relatve de la dépense sur chaque part) et les w sont les parts de marché moyennes. Le nombre de contrantes ndépendantes étant de façon générale égal à ½ (n (n-1) - ns (n s -1) S (S-1)). n étant égal à 4 et le nombre de sous-ensembles S est 2, l y a pour chaque test 2 contrantes ndépendantes. Le tableau 7 présente les résultats du test. 20 Les élastctés crosées marshallennes mesurent la varaton de la demande d un ben en réacton à la varaton de prx d un autre ben. Les demandes prses en compte sont celles observées. Les élastctés hcksennes moblsent les demandes calculées à utlté constante, c'est-à-dre en fasant abstracton des effets-revenu.
31 Tableau 7 : Test de séparablté séparablté tomate-cerse/autres Ch² d lberté P value 31.75 2 0.0000