Lors de la création de la CEE, un schéma intra-communautaire de spécialisation des espaces productifs agricoles était in fine recherché (rapport Spaak, 1965). La spécialisation progressive des régions devait être consécutive à la mise en place du marché commun, ces perspectives s’appuyant sur les déterminants classiques de la localisation des productions, à savoir les avantages comparatifs des bassins de production. Un tel schéma pouvait permettre un développement équilibré de l’agriculture entre les régions de l’espace communautaire. L’évolution de la localisation des productions agricoles dans l’espace communautaire a t-elle suivi ce schéma ou d’autres déterminants expliquent-ils cette évolution ?

Parallèlement à la mise en place du marché commun, l’agriculture a fait l’objet de la politique européenne la plus développée, à savoir la Politique agricole commune (PAC). Son objectif initial était de garantir l’autosuffisance pour les produits de base (lait, viande bovine et céréales). Des prix garantis supérieurs aux prix de marché intérieurs ont permis de stimuler l’offre de ces produits. La réforme de la PAC de 1992 substitue partiellement un principe d’aides directes basées sur les facteurs de production au soutien par les prix. Le soutien interne reste principalement accordé aux productions bovines et aux grandes cultures. Ces outils d’intervention publique affectent-ils le schéma de spécialisation agricole de l’Union européenne ?

Les théories de la localisation des productions agricoles ont connu peu de développements récents. Elles évoluent entre la théorie des cercles concentriques de Von Thünen (1826) et la théorie ricardienne (1817) des avantages comparatifs (Kellerman, 1989ab, Capt et Schmitt, 2000). Par contre, certains développements de la nouvelle économie internationale, notamment la nouvelle économie géographique impulsée par Krugman (1991ab), se sont intéressés à la question des déterminants de la localisation des activités industrielles. Dans ces modèles, les coûts de transport et les économies d’échelle déterminent l’agglomération des activités manufacturières. Les agriculteurs ne sont pas mobiles géographiquement et produisent à rendements d’échelle constants un bien homogène sans coût de transport (Krugman, 1991ab). Dans ces modèles, le secteur agricole, géographiquement fixé, constitue la principale force de dispersion des activités industrielles, les agriculteurs étant aussi des consommateurs répartis entre les territoires.

Un développement des modèles fondateurs de l’économie géographique a consisté à introduire un coût de transport interrégional des produits agricoles (Calmette et Le Pottier, 1995 ; Fujita et alii, 1999). Ce coût de transport des produits agricoles est une force de dispersion supplémentaire des activités industrielles. Plus ce coût de transport est élevé et plus les activités industrielles tendent à se localiser dans les bassins de production agricoles, au plus près de l’offre alimentaire. Si l’on poursuit ce raisonnement en introduisant une mobilité possible des activités agricoles, la production doit se concentrer au plus près de la demande, au plus près des bassins de consommation. Ainsi, comme pour l’industrie, observerait-on une agglomération des activités agricoles.

Même si le secteur agricole a bénéficié de la baisse structurelle des coûts de transport, de manière générale, ces coûts pour les produits agricoles restent relativement élevés par rapport à ceux des produits industriels (Comité National Routier, 1997). Outre le fait qu’il existe des coûts de transport spécifiques liés à la collecte des produits dans les exploitations, le coût par unité de distance parcourue reste élevé pour les produits agricoles. Ceci est notamment lié à la faible valeur des produits agricoles par unité de volume transportée. De plus, le caractère périssable de certains produits impose l’utilisation de transport réfrigéré, ce qui génère un surcoût. Ainsi, rapporté au prix à la consommation, le coût de transport des biens agricoles est en règle générale supérieur à celui des biens industriels (Lafourcade et Tropeano, 2000 ; Kilkenny, 1998). Un tel élément doit donc contribuer à la concentration des activités agricoles au plus près des consommateurs (home market effect, Krugman, 1980).

Nous analysons donc dans cet article si localisation des consommateurs de l’Union européenne et les coûts de production agricoles sont déterminants de la localisation des productions. Nous identifions par ailleurs si le fait que les produits fassent l’objet de politique agricole modifie le jeu de ces déterminants. Dans la suite des développements théoriques de la nouvelle économie géographique, des travaux empiriques concernant la localisation des activités industrielles ont été menés (Davis et Weinstein, 1999, Brülhart, 1998,2001 ; Amiti, 1999), mais à notre connaissance aucun n’a été mené jusqu’alors dans le champ de l’économie agricole.

Dans un premier temps, l’évolution de la localisation des productions agricoles dans l’Union est caractérisée à partir d’indicateurs de concentration et de spécialisation. Ces analyses reposent sur une typologie présentant l’Union européenne à quinze Etats membres en trente bassins de production. Nous analysons ensuite dans quelle mesure les conditions d’accès à la demande communautaire et les coûts de production agricoles sont déterminants de la localisation des productions et si les phénomènes observés diffèrent selon que les produits sont soutenus ou non par le volet interne de la PAC. Cette analyse est réalisée pour la période 1990-1995.

L’évolution de la localisation des productions peut différer selon la nature des produits. Si tel est le cas, elle modifie la spécialisation des espaces productifs. Pour analyser l’évolution de la localisation au sein de l’Union européenne, il convient de préciser les relations entre concentration des productions et spécialisation des bassins de production. Si les premières régions agricoles produisent une part croissante du volume communautaire, la production se concentre géo graphiq uement. Cette concentration globale peut concerner de manière identique tous les types de produits ; ainsi, elle ne modifie pas la spécialisation des espaces productifs. Par contre, les produits agricoles peuvent se concentrer dans les mêmes régions mais à des rythmes différents ou se concentrer dans des régions distinctes. Dans ce cas, la spécialisation des régions évolue.

Peu de travaux empiriques récents s’intéressent aux questions de localisation des productions agricoles. Au niveau communautaire, Caraes et Roumet (1997) présentent pour 1990 des résultats de concentration par groupe de produits, sur la base de régions formées à partir de l’agrégation de régions Nuts 2 [3]. Le niveau d’analyse Nuts 2 est retenu par Brasili et alii (1998) qui présentent des indices de concentration géographique des productions et de spécialisation des régions.

Le choix de l’unité spatiale peut conditionner les résultats obtenus (Jayet, 1993). Selon la finalité de l’analyse, il convient d’observer un minimum de cohérence et d’homogénéité entre les unités de l’échantillon. Pour étudier la concentration géographique de la production agricole et la spécialisation des espaces productifs, nous privilégions une certaine homogénéité des unités géographiques en termes de dimension et d’orientation productive, celle-ci devant refléter une certaine unité des conditions pédo-climatiques de production au sein des espaces définis. Par ailleurs, étant donné la dimension géographique de l’approche, des unités d’observation dont la surface est relativement homogène sont utilisées. L’unité géographique retenue est intermédiaire entre l’équivalent de la région française (Nuts 2) et le pays, pour les États les plus vastes. Les régions regroupées forment les “Bassins de Production”.

La construction de la typologie est basée sur une Analyse en Composante Principale (ACP) permettant le regroupement des régions de base du RICA (Réseau d’Information Comptable Agricole) (Maillard et alii, 2000). Ces unités géographiques sont proches des régions Nuts 2 au niveau communautaire. L’agrégation permet d’obtenir une typologie de 30 unités géographiques pour l’UE à 15 États membres (annexe 1). Le coefficient de variation [4] permet de comparer l’homogénéité d’échantillons dont les populations différent (Spiegel, 1993). Plus ce coefficient est faible et plus l’échantillon est homogène du point de vue de la variable utilisée. Le coefficient de variation associé au nombre d’exploitations et à la Surface Agricole Utile (SAU) [5] pour trois niveaux de découpage géographique i) national, ii) Nuts 2 et iii) 30 bassins de production est présenté (tableau 1).

Les trois niveaux de découpage géographique présentent des degrés d’homogénéité comparables si l’on considère le coefficient de variation basé sur le nombre d’exploitations. Les unités géographiques de la typologie définie sont plus homogènes du point de vue de leur surface agricole que le niveau Nuts 2 ou que le niveau national (tableau 1). Les 30 bassins de production sont retenus pour étudier la concentration géographique de la production agricole dans l’Union européenne.

Tableau 1
coefficients de variation (CV) 1995

calculs d’après RICA UE 1995.

Les produits agricoles sont par ailleurs de nature diverse. Pour comparer la concentration de différents produits et pour construire un indice de concentration globale de la production, les calculs sont effectués sur la base de la production finale en valeur, soit le produit brut (PB en écus). La production agricole est exposée à une certaine variabilité des rendements et des cours. Afin de limiter l’impact de ces variations sur les résultats, les analyses sont basées sur des moyennes triennales, les coefficients présentés pour l’année n reposant sur une moyenne des données des années, n-1, n et n +1. Les données étant disponibles pour la période 1982-1996, les résultats présentés sont relatifs aux années 1983,1990 et 1995.

Les données de production en valeur sont issues de la base New Chronos Regio (Eurostat). Elles sont harmonisées entre les États selon les taux de change intra-communautaires. Ces données disponibles au niveau Nuts 2 sont agrégées selon la typologie (annexe 1).

Suite au d évelopp ement d e l’éco nomie géographique, des analyses empiriques ont évalué la concentratio n géograph iq ue des activités industrielles. Ces indicateurs sont construits à partir de modèles probabilistes. Ils comparent la distribution géographique d’un groupe d’industries par rapport à l’ensemble des industries (Ellison, Glaeser, 1997,1999 ; Maurel, Sédillot, 1999). Ce principe ne peut pas être appliqué à l’agriculture puisque la production agricole, contrairement aux firmes industrielles, est une variable continue.

L’indice de Theil (1) permet de mesurer la concentration de la production agricole. Avec PB le produit brut total, S les surfaces, les bassins de production étant indicés r, il est de la forme :

Cet indice permet de mesurer la concentration des produits bruts agricoles régionaux par rapport aux surfaces disponibles. Plus il est proche de 0 et moins la production est géographiquement concentrée. La borne supérieure de cet indice est calculée (2), avec S, la surface de la plus petite région. Cette borne _rmin supérieure correspond au cas fictif d’une totale concentration de la production dans la plus petite région (T_max = 3,93).

L’indice de Theil répond, selon une typologie établie par Egghe et Rousseau (1990), aux critères permettant de définir un “ bon” indice de co ncentratio n. Il con sidère le princip e d’accroissement nominal qui est tel qu’un accroissement équivalent de la variable étudiée dans toutes les régions réduit les inégalités (Maasoumi, 1986). Il respecte aussi le principe de transfert (Dalton, 1920) qui, appliqué à notre propos est tel qu’un transfert de la production des régions les moins productives vers les régions où la production est plus développée se traduit par une augmentation de l’indice. Il est calculé pour la totalité de la production agricole.

Tableau 2
indices de Theil par produit 1983 et 1995

calculs d’après Eurostat Régio 1999.

La production est plus concentrée en 1995 (T= 0,38) qu’elle ne l’était en 1983 (T= 0,26). Le même indice est calculé par produit aux mêmes dates, les produits étant indicés i :

Cet indice est calculé pour les 9 principaux groupes de produits de l’Union (tableau 2).

En 1983, en 1990 comme en 1995, les productions de céréales, de viande bovine et de lait sont les moins concentrées géographiquement. Les productions avicoles, porcines, légumières, fruitières, viticoles et horticoles sont plus concentrées, cette concentration étant particulièrement élevée pour la viticulture et l’horticulture. Entre 1983 et 1995, les productions porcines, avicoles et horticoles se concentrent. Les productions de céréales, de viande bovine et de lait se concentrent peu entre 1983 et 1995. Le mode de soutien du secteur laitier induit de fait une stabilité de localisation de cette production. En effet, les quotas sont liés au foncier et donc géographiquement stables. Seule la production de fruits tend à se “déconcentrer” sur la période, la concentration de la production légumière étant stable. Pour les légumes, les trois principaux bassins de production sont l’Italie du Sud, du Nord et l’Espagne du Sud. Pour les fruits, l’Italie du Sud et du Nord, ainsi que l’Espagne Méditerranée sont les premiers bassins producteurs. Pour ces productions, ce sont les bassins espagnols (Sud et Méditerranée), les Pays-Bas et la Belgique qui augmentent le plus leur production aux dépens de l’Italie. La “déconcentration” observée à partir des indices de Theil correspond à une “délocalisation” de la production des bassins traditionnels du Sud (Italie principalement), vers l’Espagne, mais aussi vers le Nord de l’Union.

Les productions agricoles suivent des schémas de concentration distincts. Si la concentration des différentes productions concernait les mêmes bassins, on assisterait à un effet global de concentration géographique des activités agricoles. Par contre, si la concentration de ces différents produits concernait des bassins distincts, on assisterait à une spécialisation des aires de production. La non concentration des productions viticoles, fruitières et légumières dans les régions du Sud de l’Union indique que ce schéma de spécialisation des aires de production n’est pas observé. Par ailleurs, l’augmentation de la concentration est plus importante si l’on considère tous les produits (1,46) que lorsque l’on mène l’analyse par produit. Ceci confirme le fait que les productions tendent à se concentrer dans les mêmes bassins.

Cette première analyse indique que les productions soutenues par le volet interne de la PAC sont celles qui sont les moins concentrées géographiquement. Ces productions sont aussi très “consommatrices d’espace”. La concentration des productions à des rythmes distincts induit une évolution de la spécialisation des espaces productifs.

Ainsi, la spécialisation d’un bassin r est comparée à l’évolution de la structure de la production communautaire. L’indicateur est calculé pour 10 groupes de produits : céréales, viande bovine, lait, volaille, porc, légumes, fruits, vin, fleurs et autres (tableau 3).

L’indicateur présenté permet d’établir une typologie des bassins de production selon leur spécialisation.

Par ailleurs, certains bassins peu spécialisés et dont la structure se rapproche de plus en plus de celle de l’UE sont justement ceux où les productions se concentrent. Il s’agit notamment des Pays-Bas (8% de la production de l’UE en 1995), de l’Italie du Nord (8%), de l’Allemagne Ouest (6%) ou encore de l’Allemagne Nord. Globalement, les bassins où la production se concentre ne tendent pas à se spécialiser. A contrario, les bassins qui se spécialisent sont ceux où la concentration des productions ne se fait pas. Ces bassins voient augmenter le poids d’un ou plusieurs (2 ou 3) produits alors que les autres productions y diminuent.

Tableau 3
indice de spécialisation des bassins européens ( Spér ), en 1983 et 1995

calculs d’après Eurostat régio 1999.

La variable expliquée est un indice de concentration régionale par produit. Il permet de comparer le poids d’une production (i) dans un bassin de production (r) par rapport à la production communautaire (UE) du même output. L’indicateur est construit à partir des produits bruts (PB) de la base de données Newchronos Regio (Eurostat) agrégés selon la typologie des trente bassins de production. Il est calculé pour chaque année (t), chaque produit (i) et chaque bassin de production (r) :

Comparer directement la production locale à la production communautaire sur la base de données annuelles permet de couvrir l’effet des variations temporelles de prix. On émet donc l’hypothèse que la variation de prix observée au niveau communautaire sur la période est identique, par produit, à celle observée dans chaque bassin de production. Cette hypothèse est centrale, notamment pour les productions soutenues qui font l’objet de réforme au cours de la période. En effet, dans les secteurs des grandes cultures et de la viande bovine, la réforme de la PAC de 1992 prévoit une baisse des prix garantis. À volume produit égal, la production en valeur baisse donc sur la période. L’indicateur choisi (5) permet de réaliser des régressions tous secteurs, soutenus et non soutenus, sans introduire d’effet relatif aux différences de variations de prix entre les différents produits.

Deux variables explicatives sont testées afin d’expliquer les phénomènes de concentration géographique des productions dans l’Union européenne : les coûts de production agricoles des bassins de production et leur position géographique par rapport à la demande communautaire.

Conformément aux hypothèses classiquement émises en économie agricole, on considère donc que les exploitations sont en situation d’asymétrie de coûts de production selon leur région. Le modèle “coûts de production” (Butault et alii, 1990,1991, 1995, Pollet, 1997) permet de calculer des coûts par produit pour chacun des trente bassins de production. Ce modèle économétrique ventile les charges recensées dans la base microéconomique du RICA communautaire par produit pour 1000 écus d’output (annexe 2). Nous privilégions ici une approche de la “compétitivité par les coûts” compte tenu des systèmes de prix existants (prix des produits, des intrants, coût d’usage du capital, prix de la terre) et des combinaisons de facteurs dans les exploitations (Butault et alii, 1992). Le coût du travail n’est pas intégré pour la raison principale que ce coût est intégré au “revenu” de l’exploitation, lequel comprend aussi les marges. Il est donc dans ce cas difficile de dissocier le coût du travail des marges et d’effectuer des comparaisons entre régions. Ainsi, sans perte de généralité, les coûts “hors travail” sont considérés. Le calcul de ces coûts de production permet de considérer isolément la compétitivité interne des exploitations de chaque bassin de production par produit, si celui-ci est suffisamment représenté pour permettre un calcul fiable. Les coûts moyens calculés par produit en 1990 sont présentés dans le tableau 4 ainsi que l’écart type des coûts de production des bassins de production par rapport à cette moyenne communautaire. Il permet d’apprécier l’homogénéité des coûts de production dans l’Union pour chaque produit.

L’indicateur calculé (6) permet de comparer le niveau du coût de production dans le bassin (r) pour un produit (i) par rapport au coût de production moyen communautaire (UE) du même produit. Il est présenté pour chaque produit (i), chaque bassin (r) et chaque année (t) :

CP est le coût de production d’un produit i, dans le _{i r t, ,} bassin r pour l’année t. Il est calculé pour 1000 écus d’output.CP est le coût de production du produit _{i UE t, ,} i au niveau communautaire pour la même année. Il est calculé à partir de la somme pondérée des coûts de chaque bassin de production, la pondération étant réalisée à partir des produits bruts (PB).

Si l’indicateur CP_/ est supérieur à 1, le bassin _{i r UE t, ,} n’est pas compétitif du point de vue strictement agricole pour le produit i au niveau communautaire. S’il est inférieur à 1, les exploitations de cette région sont compétitives par rapport à la moyenne communautaire pour cette production.

Tableau 4
coûts de production hors travail moyens par produit et écarts types [7] (1990) pour 1000 écus d’output [8]

calculs d’après RICA UE 1990 - modèle coûts de production.

Pour appréhender la notion de distance au marché communautaire, une variable dérivée de l’indice de centralité de Keeble et alii (1986) est construite. L’indice de Keeble pondère les distances interrégionales par les PIB régionaux. La pondération par le PIB est souvent utilisée pour construire les indicateurs de centralité ou de distance au marché (Keeble et alii, 1986 ; Brülhart, 2001, Head et Mayer, 2000; Crozet et alii, 2000). L’analyse portant sur la production agricole et donc, du point de vue de la demande finale, sur la consommation alimentaire, les distances interrégionales sont pondérées par la population [9].

L’indice est calculé pour la région r. Les distances interrégionales sont les distances routières optimales inter-centres urbains, chacun des 30 bassins de production étant représenté par son centre urbain principal [10]. Elles permettent de construire une matrice de distances entre les trente bassins (annexe 3). Les distances retenues sont les distances routières optimales entre les villes choisies [11]. Celles-ci ne sont pas forcément les plus courtes, mais elles sont associées à l’itinéraire routier recommandé, qui est le plus rapide. Ce mode de calcul permet d’obtenir des distances plus en phase avec la réalité que celles obtenues par la méthode dite « du grand cercle ». Cette dernière consiste à calculer la distance entre deux villes à partir de leur différentiel de latitude et de longitude [12]. Pour le calcul de distances intracommunautaires, la distance retenue et celle « à vol d’oiseau » peuvent différer fortement étant donné la géographie de l’Union. Par exemple, la distance retenue entre Naples et Séville est de 2544 km alors que la distance à « vol d’oiseau » est de 1875 km. Les distances « à vol d’oiseau » sont des proxi des distances aériennes ; elles ne sont pas pertinentes ici, le transport des denrées alimentaires s’effectuant en règle générale par la route. Les distances maritimes sont considérées comme les distances routières, les distances « port à port » sont additionnées aux distances parcourues sur route.

Chaque bassin de production étant représenté par son centre urbain principal, le mode de calcul des distances interrégionales ne peut pas être appliqué au calcul des distances intra-régionales ( )dist_rr, qui seraient donc nulles dans ce cas. Le« coût de distance intra-régionale » (9) (Brülhart, 1998) est défini comme le tiers du rayon d’un disque de la même superficie ( )surf_r que la région r.

L’indice de centralité, contrairement à l’indice de coûts de production, n’est pas spécifique aux produits mais est spécifique aux régions.

Des tests en régressions multiples (Moindres Carrés Ordinaires) permettent d’apprécier l’impact des variables relatives aux coûts de production agricoles, d’une part, et aux coûts d’accès au marché communautaire, d’autre part, sur la concentration géographique des activités agricoles. L’introduction d’une variable dummy Pac au modèle (11) permet de traiter de manière distincte les produits qui sont soutenus par le volet interne de la PAC (Pac =1) de ceux qui ne le sont pas (Pac = 0).

Les coefficients indicés HP (Hors PAC) sont associés au groupe des produits non soutenus et ceux indicés P concernent les produits soutenus (lait, viande bovine et céréales). La régression porte sur 1397 points. Les estimations sont effectuées sur les transformées logarithmiques des variables. Les variables sont standardisées afin de permettre la comparaison des coefficients obtenus entre eux. Pour les produits non soutenus, le coefficient relatif aux coûts de production doit être négatif ( )γ <0. _HP Pour ces produits, le coefficient associé à la variable de centralité par rapport au marché communautaire doit être positif ( )β >0. Le modèle est estimé selon _HP deux méthodes distinctes. Dans un premier temps, les coefficients sont classiquement estimés en MCO. Dans un deuxième temps, on estime un modèle à effets fixes sur les 9 produits (i). Les résultats sont présentés dans le tableau 5 [13] :

Un test de Fisher permet d’apprécier la validité des modèles MCO contre effets fixes [14] (Baltagi, 1995; Hsiao, 1986). Il est tel que l’hypothèse d’égalité des deux modèles est rejetée. Il existe des effets fixes individuels liés à la nature des produits [15], l’analyse des coefficients obtenus à partir du modèle à effets fixes est donc privilégiée.

Tableau 5
résultats de l’estimation du modèle (10) sur données annuelles 1990 à 1995

Pour les produits non soutenus, les variations de la production régionale s’effectuent bien en fonction de l’évolution des coûts de production et de l’accès au marché communautaire. Le coefficient associé à l’évolution des coûts de production ( )γ est négatif _HP et significatif au seuil de 1% (-0,37) pour ces productions. Pour ces produits, le coefficient relatif à la variable de centralité est positif et significatif au seuil de 1% (0,24). Les régions bien positionnées en termes d’accès au marché communautaire et qui sont compétitives du point de vue agricole augmentent leur production de biens non soutenus [16].

Pour les produits soutenus par le volet interne de la PAC, le coefficient relatif aux coûts de production est positif et significatif au seuil de 10% (0,06). Ce résultat indique que l’évolution de la production de biens soutenus ne s’effectue pas en fonction des coûts de production associés, les productions soutenues se localisant dans les régions dont les coûts de production sont élevés. Pour ces produits, le coefficient relatif à la variable de centralité de Keeble est positif et significatif au seuil de 1% (0,27). Les coefficients relatifs à l’évolution de la distance au marché communautaire sont de même signe (même seuil de significativité au test de Student), les produits étant soutenus ou pas. À long terme, les productions soutenues tendraient donc à se localiser, comme les autres, au plus près de la demande finale.

Tableau 6
régressions multiples par produit sur

Ces résultats sont complétés par des régressions multiples par produit, chacune portant sur 162 observations (tableau 6) [17].

Pour tous les produits, le coefficient relatif à la variable de centralité par rapport au marché communautaire est positif [18] (sauf pour les fruits : non significatif). Or cette variable est spécifique aux régions et non aux produits. Les productions agricoles tendent donc globalement à se concentrer dans les mêmes régions, celles-ci étant les mieux situées en termes d’accès au marché. Concernant l’impact des coûts de production pour les produits non soutenus, fleurs, volailles, fruits et légumes, l’évolution de ces coûts influence la concentration géographique des activités. Cette variable ne semble pas jouer pour la production porcine. Elle ne joue pas non plus pour les productions soutenues que sont la viande bovine et les céréales. Pour le lait, le coefficient associé à la variable de coûts de production est positif. Ce résultat est lié à la redistribution de quotas aux zones les moins favorisées (montagne notamment), celles-ci ayant des coûts de production relativement élevés.

Le modèle testé par produit sur données de panel est particulièrement explicatif pour la production de légumes et l’horticulture. L’évolution des coûts de production est déterminante de la localisation des productions fruitières, légumières et horticoles, pour lesquelles est constatée une dichotomie croissante entre le développement de cultures de plein champ traditionnellement localisées dans les bassins du sud de l’Union et celui de cultures plus intensives, sous serres ou tunn els, dans les bassins plus septentrionaux. Les résultats obtenus en panel montrent que l’évolution de la localisation de la production porcine n’est pas déterminée par celledes coûts de production. Sur la période étudiée, la distance au marché ne joue pas plus pour la production porcine que pour les autres secteurs. Ceci peut être lié aux dispositions réglementaires relatives au respect de normes environnementales qui ont freiné le développement de cette production dans les principaux bassins producteurs (Pays-Bas, Danemark, Belgique, Allemagne…). La production porcine a augmenté sur la période dans des bassins secondaires (Catalogne, Ouest de la France…). Ce phénomène peut affaiblir le pouvoir explicatif de la variable de centralité pour la production porcine. La localisation des principaux bassins producteurs suggère toutefois que le développement de cette production dans sa forme « industrielle » a bénéficié aux bassins les plus « centraux » dans l’Union européenne (Allemagne Ouest, Pays-Bas, Belgique).

Toutes les productions tendent à se concentrer dans les régions les mieux positionnées en termes d’accès au marché communautaire. De ce résultat découle une con clusio n fond amentale co ncern ant l’évolution de la géographie de l’agriculture européenne. L’agriculture communautaire se situe dans un schéma de concentration géographique des productions et non dans un schéma de spécialisation des espaces productifs tel que les différentes productions tendraient à se localiser dans des régions distinctes. Les phénomènes de spécialisation observés sont principalement liés à une concentration géographique des activités à des rythmes distincts. La spécialisation des régions du sud de l’Union en fruits est en effet due à la “fuite” des autres productions de ces bassins plutôt qu’à un accroissement réel de la production fruitière. Les bassins d’élevage extensifs se spécialisent en produits soutenus, non pas que ces productions augmentent dans ces bassins mais plutôt que les productions concurrentes y diminuent.

Les productions non soutenues se concentrent dans les régions les mieux positionnées en termes d’accès au marché communautaire et dans celles qui sont les plus compétitives du point de vue agricole. Les productions soutenues tendent aussi à se concentrer dans les régions les plus centrales par rapport au marché communautaire. Par contre, pour ces productions, une relation positive entre le niveau des coûts de production et l’évolution de la production est observée. Cette relation doit être considérée à plusieurs niveaux. On peut en conclure que le mode de soutien communautaire permet de maintenir les productions soutenues dans des régions peu compétitives. Par ailleurs, ce résultat interroge sur l’impact des aides directes sur le prix des inputs et notamment sur le prix du foncier. Ces aides affectent en effet la compétitivité des exploitations. Elles conduisent directement dans les régions concernées à une augmentation des coûts de production des produits soutenus. Les produits agricoles étant substituables en inputs, cette augmentation des coûts concerne in fine tous les produits, y compris ceux qui ne sont pas soutenus. Pour les régions périphériques, donc les moins bien situées en termes d’accès au marché, la baisse de la compétitivité liée à l’attribution des aides s’ajoute au désavantage de transport. La spécialisation de ces régions en produits soutenus est telle que leur dépendance vis-à-vis des soutiens à l’agriculture s’accentue et est auto-entretenue. La politique de soutien direct implique donc la nécessité de son renforcement permanent pour contrer la dynamique d e concentration et permettre le maintien d’activités agricoles dans des régions peu compétitives. Ce nécessaire renforcement du soutien à la production va à l’encontre des engagements que doit prendre l’Union au plan international en termes de baisse du niveau global de soutien à son agriculture.

Pou r m ener un e anal yse coh érent e au ni veau communautaire, la principale difficulté est de disposer de données homogènes pour tous les pays de l’Union. Ainsi, nous veillons, selon les bases de données utilisées, à l’harmonisation des taux de change, des règles comptables, de la signification précise des termes techniques employés. Dans le domaine agricole, le Réseau d’Information Comptable Agricole (RICA), instauré en 1968, garantit une certaine cohérence (définition des concepts… ) et l’homogénéité minimale des données pour les pays de l’Union, nécessaires à la construction de la typologie.

Les données RICA sont disponibles pour certains niveaux géographiques : national, régional ou départemental (équivalent au niveau français). La typologie des bassins de production est construite par regroupement des régions Nuts 2 ayant des caractéristiques communes du point de vue de leur orientation agricole. La nécessité de disposer d’un échantillon d’exploitations RICA représentatif au niveau de l’unité géographique retenue conduit à déterminer des bassins de production assez vastes.

L’Analyse en Composante Principale (ACP) présente l’impact des variables définies sur la répartition des individus. Cette méthode est particulièrement adaptée à l’analyse statistique des données géographiques (Sanders, 1989). Les individus sont les régions administratives RICA de chaque État membre. Les variables permettent de réaliser les regroupements. Ce sont des ratios issus des données du RICA européen de 1995. Elles concernent les productions bovines (lait et viande) et les grandes cultures. Au total, 16 variables (encadré 1) sont retenues. Elles représentent les niveaux de production, les surfaces cultivées par type d’output, la répartition des exploitations par groupe d’OTEX et la structure économique agricole régionale.

Les règles d’utilisation des données RICA et la finalité de la construction de la typologie imposent des contraintes. Le regroupement des régions administratives est construit afin d’éviter une démultiplication trop importante des bassins de production et d’obtenir une représentativité minimale de chaque espace productif. Pour cela, on concilie trois aspects :

Le tableau de contingence est basé sur ces 16 variables. L’ACP permet d’effectuer des regroupements de régions suivant l’influence de ces variables. L’objet de l’ACP est d’analyser la dualité entre variables et individus.

L’interprétation des résultats repose sur deux types d’analyse :

La typologie pour l’Union européenne

La méthode est appliquée à tous les pays de l’Union européenne (15). La typologie obtenue présente 30 bassins de production relativement homogènes par leurs échantillons et leurs surfaces. Cette typologie a l’avantage d’atténuer les différences qui existent entre les régions administratives du RICA ou entre les nations. La construction de cette typologie permet d’effectuer des études plus pertinentes grâce à un niveau d’analyse (en nombre d’exploitations, en surface, en production brute) plus homogène. Les 30 bassins de production sont présentés par la carte suivante.

Les variables (Pollet,1997)

Les coûts de production sont calculés pour 18 produits. Les 15 postes de charges sont répartis entre charges variables et fixes. Sont considérées comme charges variables, engrais et amendements, produits pétroliers, produits de protection des cultures, semences et plants achetés, aliments achetés, autres frais spécifiques aux élevages (dont produits vétérinaires). Les charges fixes sont l’entretien courant des bâtiments et du matériel, le coût foncier (fermage, impôts, intérêts des emprunts pour l’acquisition de terres), assurances, impôts (non fonciers), frais financiers (non fonciers), amortissements (matériel, bâtiments, plantations et améliorations foncières), autres biens et services consommés (travaux par tiers, électricité, eau, autres frais généraux). Les subventions sont traitées comme des charges négatives. Le revenu net hors travail est le solde entre le produit brut augmenté des subventions et l’ensemble des postes de charges énumérés.

Le modèle

Le modèle repose sur une base construite à partir du RICA. Ces données fournissent des informations sur la nature des produits et charges des exploitations. Ces charges n’étant pas ventilées par produit, la ventilation est effectuée par le modèle coûts de production.

On estime ce qui correspond à une matrice input-output. Pour cela on émet certaines hypothèses :

L’information provient du RICA ; l’unité statistique est donc l’exploitation. Soit X i n i ( ... )=1 les productions de différents biens et C j m j ( ... )=1 les coûts totaux non ventilés. C_ij est le coût de production en facteur j du bien i. Sous l’hypothèse de proportionnalité, C_ij est une fonction linéaire a X ij i de la production de i. Le coût total est la somme des coûts relatifs aux différents produits d’une exploitation. Dans chaque exploitation, les coûts observés différent des coûts théoriques d’un facteur aléatoire u_j.

avec u_j indépendant et identiquement distribué (iid).

Le revenu généré par la production de i est le solde entre la production de i X_i,, et la somme des coûts imputés à cette production. Dans l’estimation, on considère par hypothèse que le revenu est une fonction linéaire b X i i des quantités produites (pas d’économies d’échelle). Le revenu généré par l’ensemble des produits s’écrit :

avec v iid.

La production doit être la somme du revenu et des coûts, soit :

quel que soit i.

Le modèle est donc à équations simultanées avec contraintes linéaires sur les coefficients.