Working-afhdr-niger-malawi

2 

 

Figure 2 - Trends in FAO’s Food Price Index (January 2007- May 2011) 

 

Source: FAO’s World Food Situation, 2011 

 

For instance, in the case of the two countries analyzed in this paper – Niger and Malawi – the 

evidence that international food prices are a main driver of domestic prices is weak and the 

same applies to other African countries ( Blein & Longo 2009, Diallo et al 2009, Benson et al. 

2008).  

To  assess  the  extent  of  this  price  transmission,  we  carried  out  an  econometric  test  of  the 

impact  of  international  food  prices  on  domestic  food  prices  over  2000-2010  in  Malawi  and 

Niger  following  the  model  proposed  by  Minot  (2011).  This  model  makes  a  series  of  rather 

stringent  assumptions,  i.e.  homogeneous  cereal  products,  competition  among  numerous 

small  traders,  perfect  information,  no  trade  taxes  or  other  policy  barriers  to  trade,  and  no 

transportation and transaction costs. In the above mentioned analysis, Minot carries out his 

estimation by means of the vector error correction model which assumes that the domestic 

food price is affected by the world price and vice versa. This assumption does not hold in the 

case  of  Malawi  and  Niger,  two  small  countries  whose  prices  do  not  affect  world  prices.  For 

this reason equation (1) is estimated with the OLS method.  

Given  these  assumptions,  the  price  transmission  occurs  via  short  and  long  term  lagged 

adjustments in the domestic price as described by the following econometric relation:   

(

)

t

,

i

D

1

t,

i

w

1

t

,

i

w

1

t,

i

D

1

t

,

i

D

t,

i

P

P

P

P

P

ε

∆

ρ

∆

δ

β

θ

α

∆

+

+

+

−

+

=

−

−

−

−

   

 

 

 

 

(1)  

where 

D

t,

i

P

  is  the  natural  logarithm  of  the  domestic  price  of  the  commodity  taken  into 

consideration (maize for Malawi, millet for Niger) in country 

i

 (

Niger

Malawi

i

,

=

) converted 

into US dollars in month 

t

, 

w

t

P

is the natural logarithm of the international price of maize or 

---

3 

 

millet

2

  in  US  dollars, 

∆

is  the  time  difference  operator  (

1

t

t

t

P

P

P

−

−

=

∆

), 

δ

δ

β

θ

α

and

,

,

,

are 

estimated parameters and 

t

ε

 the error term.   

In  equation  (1)  the  first  term  in  parenthesis  represents  the  long  term  transmission  of  world 

prices  on  domestic  prices  (scaled  by  the  parameter  ).  The  subsequent  two  terms  measure 

the short term impact of the lagged increments ( )  of the natural logarithm of domestic and 

international  prices.  As 

  is  unknown  we  estimate  relation  (1)  after  developing  the 

parenthesis.  A  successful  test  of  the  hypothesis  of  the  transmission  of  world  prices  on 

domestic prices requires that the estimated parameters   and   are positive and statistically 

significant

3

. The regression results are presented hereafter in Table 1, panels A (Malawi) and B 

(Niger). The results in Panel A show that the long run elasticity of the Malawian price of maize 

in  relation  to  its  long  run  world  price 

 

is  pretty  low  and  barely  significant.  In  turn,  the 

short  run  elasticity  of  the  domestic  price  relative  to  the  world  price  (

δ

)  is  positive  but  not 

statistically significant. In contrast, the autoregressive term (

ρ

) is significant and shows that 

approximately 55 percent of the change in the Malawian maize price will be transmitted to 

the domestic price of the commodity in the subsequent year. Finally and interestingly, 

α

 (the 

trend component) is negative and significant.  

Panel  B  on  Niger  shows  that  the  long  run  relationship  between  world  cereal  prices      is 

negative  and  highly  significant,  suggesting  that  an  increase  in  the  average  world  price  of 

cereals reduces the domestic price of millet (a phenomenon which is difficult to explain, and 

which  may  point  to  a  rapid  increase  in  domestic  output  of  millet  on  occasion  of  rises  in 

international cereal prices), while the short run elasticity of the domestic millet price relative 

to the average world price of cereals (

δ

) is positive, sizeable and statistically significant. This 

suggests that there are important short term but not long term effects of international cereal 

prices  on  the  domestic  price  of  millet.  However,  the  autoregressive  term  (

ρ

)  is  significant 

and slightly bigger than the prior term. It shows that approximately 57 percent of the change 

of the domestic price of millet in Niger will be carried over into next year. Finally and contrary 

to what observed in the case of Malawi,   is positive and significant. 

Overall, with the exception of a possible short term effect on the domestic price of millet (and 

this  may  be  due  to  the  hypotheses  made  to  proxy  the  international  price  of  millet,  see 

footnote 5) the results of Table 1 do not seem to support the view that, over 2000-2010, the 

price of maize in Malawi and of millet in Niger were mainly influenced by their world prices. 

The  possible  reasons  of  these  results  are  the  moderate  dependence  of  these  countries  on 

imports of these staples and their greater dependence on local crop conditions, whether due 

to  shocks,  agricultural  and  food  storage  policies  or  seasonal  variations  (World  Bank  2011a; 

Asian  Development  Bank  2011,  Ellis  &  White  2010).

 

For  instance,  Hauenstein  Swan  et  al. 

(2009) provide evidence that the link between global price rises and malnutrition levels is not 

as clear as that one between seasonal price rises and malnutrition. 

 

                                                            

2

 For Niger, we could not use the international price of millet as such commodity is not globally traded. We used 

instead the simple average of the prices of wheat, rice, sorghum and maize – which assumes that in any case the 

domestic price of millet cannot deviate excessively from the international price of cereals.  

3

 To derive   (the long term elasticity of price transmission) we estimate 

,  then obtain   as follows: 

. 

 

---