YA IE

Nous sommes parvenus (1) quant à nous à une valeur voisine de /1/ — 0,33 avec :

N'ayant pu avoir connaissance des procédés de calcul de la SNCF nous n'avons pu utilement comparer ces résultats. IL semble bien que la SNCF ait conservé les observations de 1926 que nous avons pour notre part rejetées, auquel cas l’élasticité brute retomberait selon nos calculs aux environs de /1/ — 0,28.

Limitant leurs investigations à la période de réaction psychologique du public, certains travaux ont hôtivement conclu de facon très contradictoire (2). La portée d’une élas-

“QT 0,05 262 (1) = 0,327 Y T2 0,16 050 (2) Une erreur de ce type se trouve dans un article, intéressant d’ailleurs, publié par M. René ROY dans la REP-1931 p. 1190 à 1218 : Les lois de la Demande. Les majorations du 1% janvier et 1e mars 1926 auraient rencontré selon lui une élasticité de /l/ — 0,39; celle du 16 août 1926 de N/ — 0,41. I1 s’agit là d’élasticité instantanée. La valeur élevée du coefficient s'explique par l'importance des majorations venant après une accoutumance prolongée à des tarifs insuffisants. I] se trouve en définitive que nn ne soient pas très éloignés de Ja réalité, mais c’est un cas ortuit.

ticité instantanée ne dépasse pas la période d'adaptation du public aux nouvelles taxes. Il est d’ailleurs pratiquement impossible de dégager les moindres principes généraux d’une semblable étude. Il ne s’agit guère que de phénomènes isolés très fortement influencés par les dispositions du public, par la date de la majoration (1), par la conjoncture, etc...

Nous nous proposons de ne retenir dans notre étude que les préoccupations relatives à l'élasticité «nette» ou réelle. Elle est la seule à présenter une véritable signification théorique.

Nous avons défini la courbe de la demande globale de services voyageurs par un ajustement des indices de trafic et de prix. Nous pouvions hésiter entre un ajustement linéaire et un ajustement sur une courbe exponentielle. Aucune des deux solutions ne paraît pouvoir s’imposer a priori. En réalité, un ajustement du premier type renseigne bien sur l’évolution de l’élasticité dans le temps tandis que la fonction exponentielle a, pour sa part, l’avantage de présenter une élasticité mieux définie. Mais il ne s’agit là que d’une hypothèse commode, rien ne prouve dans la réalité que l’élasticité soit constante ou très proche d’une moyenne, En définitive nous avons utilisé les deux procédés dont nous avons rapproché les résultats dans une synthèse un peu empirique mais qui nous a paru d'autant plus raisonnable qu'élle ne s’écarte guère dans ses conclusions des études similaires les plus autorisées.

Nous avons défini un indice de trafic sur la base de 1913 en y introduisant les données relatives au Réseau d’Alsace- Lorraine. Les résultats coïncident en tous points avec ceux auxquels est parvenue la SNCF. Le choix d’un indice des prix s’est avéré plus délicat. On ne peut songer à utiliser l’un des indices tarifaires précédemment définis, qu'il soit brut ou pondéré sans le corriger année par année afin d’en rendre les terimes comparables. L'indice du prix moyen pour l'usager peut être, en effet, qualifié de « monétaire » en ce sens qu’il exprime un rapport entre le prix payé en monnaie de l’année n et le prix du même service acquitté en monnaie de 1913. Deux éléments se superposent donc : l’évolution de la taxe proprement dite et les fluctuations monétaires, Ce dernier facteur doit être éliminé si l’on veut obtenir des séries homogènes. L'indice du tarif se présentera donc comme le quotient d'un indice tarifaire par un indice monétaire. Il reste à choisir convenablement ces éléments. Pour l'indice tarifaire, notre choix s’est naturellement porté sur l'indice pondéré du prix moyen payé par l'usager (base 100 — 1913).

(1) La demande est très sensible à une majoration au printemps alors qu’il est encore temps de modifier les projets de vacances.

Nous avons cependant tenté un ajustement avec l'indice brut ; quoique les résultats n’en soient pas mauvais ils restent néanmoins inférieurs à ceux que nous avons pu obtenir par ailleurs.

Aucun indice de prix ne semblait s’imposer a priori. La demande de voyage étant un service de consommation la seule condition imposée était, en effet, de retenir un indice de prix de détail, le choix comportait donc une certaine liberté. Nous avons repris les calculs avec chacun des indices publiés par l'Institut National de la Statistique afin d’en comparer les résultats. Le meilleur ajustement nous a été donné par l'indice non pondéré des 13 Articles de la Statistique Générale de la France. Notre indice tarifaire est donc défini par la relation :

Indice pondéré du Prix moyen SNCF X 100

Indice tarifaire — :

Indice non pondéré des 13 art. SGF

Nous avons obtenu les valeurs suivantes :

Ind. Pond. | Ind.

SNCF | 13 Articles |

Ind.

Tarifaire

Prix Moyen SGF

SE

176 374 AT 177 Sir 56 so 349 239 | 406 252 | 450 230 | 571 402 559 402 538 402 583 402 | €07 402 613 40% 532 402 475 402 455 408 395 402 434 444 | 564 638 637

Notre période d'observation s'étend de 1921 à 1938 ; ce choix appelle quelques remarques. Mr Brichler rejette les années 1926, 1937 et 1938. Nous avons établi nos calculs une première fois sans prononcer aucune exclusive, nous les avons recommencés sans 1926 mais en conservant 1937 et 1938. Nous les avons enfin repris sur la même base que M' Brichler. Le maintien de 1926 apporte de sérieuses perturbations dans

les ajustements. Cet exercice comporte, en effet, trois ma.iorations tarifaires à quelques mois d'intervalle dont une différentielle suivant les classes (1). Il s’en est suivi des phénomènes très complexes et difficilement isolables. Les deux premières majorations (sinon les trois) n’ont provoqué que des réactions instantanées, réactions très atténuées pour les première s en raison du retard des tarifs, mais nettement accusées pour la troisième. Faute de pouvoir utilement les corriger, il nous a paru Gangereux d'inclure les observations de 1926 dans les séries d'ajustement ; l’élasticité instantanée y tient une place beaucoup trop importante. Par contre, nous n’avons rencontré aucune objection nous autorisant à écarter 1937 et 1936. Mr Brichler invoque l’augmentation des voyages due aux lois sociaies {congés payés etc...) et aussi, probablement les faveurs tarifaires conséquentes. Il n’y a là aucun phénomène vraiment nouveau. Tout au plus peut-on y voir le développement de données préexistantes à 1937. Il est certain toutefois que l’introduction de ces deux exercices assouplit un peu les tendances de la demande, en relevant la valeur du coefficient 7. Mais aucune idée préconçue ne doit nous détourner de l’observation. Nous avons donc retenu comme base définitive de nos calculs la période de 1921 à 1938 à l’exclusion de 1926.

Procédant à un premier ajustement linéaire par la méthode des moindres carrés entre l'indice de trafic et l'indice tarifaire que nous avons défini, nous avons déterminé une relation :

Q — 127 — 06 T =—-Atratic Pa Ntans

la valeur en est médiocre.Nous avons alors tracé la courbe des résidus d’ajustement qui présente une similitude frappante avec la courbe de la production industrielle, Il était d’ailleurs raisonnable de penser que l’activité économique pourrait avoir une influence sur la demande de voyage mais une tentative préalable pour éliminer les effets de la production industrielle sur le niveau du trafic brut avait échoué. Le coefficient d’ajustement obtenu était en effet très faible et les résidus rie mani- -festaient aucune tendance particulière. Tout au contraire, ékiminant l'influence de la Production Industrielle des résidus de notre premier ajustement nous avons obtenu d'excellents résultats. Nous avons ainsi dégagé un trafis ajusté :

— Q — 0,288 P, P. — Produc. Ind.

Q — trafic brut

(1) Celle du 1 janvier 1926 : 20 % en première, 39 % en deuxième et 43 % en troisième.

L’ajustement de ce trafic et des tarifs se fait sur une droite avec pour relation

a — 127 —0,71T On peut donc dégager une relation générale :

Cet ajustement définitif est excellent, l'erreur moyenne ne dépasse pas 1,8 %. Les résidus ne sont susceptibles d'aucune interprétation globale.

En réalité, chacun de ces résidus constitue un véritable point amphidromique autour duquel gravitent des phénomènes étrangers les uns aux autres et qui tantôt s’additionnent en quantités positives ou négatives et tantôt se compensent. Leur étude est souvent difficile, elle est cependant intéressante en ce qu’elle revèle de la complexité du trafic voyageur. Nous avons repris les résidus les plus importants pour tenter d’en déceler les causes. Nous n’en rapporterons que quelques exemples très brefs. En 1927 on observe une sous-consoremation &äe 3 % du trafic de base par rapport au trafic ajusté. Parmi les motifs qui ont pu déterminer cette contraction de la demande on retiendra volontiers les conditions météorologiques défavorables. L'été fut exceptionnellement froid et pluvieux (1) et en rapprochant cette circonstance des relèvements tarifaires massifs de 1926 encore tout proches, il n’est pas exagéré d'imaginer qu’une petite fraction de la clientèle estivale ait renoncé à son déplacement annuel de vacances. Cette abstention partielle suffirait largement à expliquer le résidu. Il ne peut être question d’ériger ces observations en système, encore moins d'affirmer que ceci est la cause de cela, mais seulement d'attirer l'attention sur une possibilité. En 1933, la sous consommation théorique est de 2 % du trafic de base. Or, Îles statistiques de l'Office du Tourisme révèlent un fléchissement très net des entrées en France de touristes étrangers de toutes nationalités. En prêtant à chacun un seul voyage ferroviaire aller-retour de leur frontière à Paris (2) nous dépassons déjà le demi-milliard de voyageurs kilométriques soit 2,4 % du trafic de base. Un mouvement important dans cette derrande est donc susceptible de PEN à lui seul une réaction appré-

() L'observatoire du Parc de Saint-Maur recevait 117 mm de pluie en juillet et 80 en août contre une moyenne de 64 et 46 les années précédentes. Dans le même temps, la moyenne mensuelle des températures était respectivement de 17,9 et 17, contre 19,3 et 18,2.

(2) Ceci est encore très approximatif, sur les 585.000 Britanniques entrés en France, beaucoup ont prolongé leur voyage jusque dans les régions méridionales, D’autres auront au contraire utilisé l'automobile, Encore une fois, il ne saurait s'agir de mesures exactes.

ciable de la demande globale. — Il est cependant des cas où les phénomènes envisagés peuvent se prêter à une mensuration plus exacte. L'exercice de 1937 manifeste une sur-consommation théorique de 5 %. De 1933 à 1939 on constate une progression assez régulière de la distance moyenne Ge transport d’un voyageur. Le mouvement que nous avons ajusté (1) indique une distance moyenne de 40,4 Kms pour 1937. Or la distance moyenne réelle s’éleva à 43,9 Kra. Une part importante du surcroît de trafic observé est donc imputable à un allongement systématiaue des parcours. L'exposition internationale de Paris n'est évidemment pas étrangère à ce phénomène.

Ces quelques exemples nous permettent de mettre en relief un des caractères importants de la demande voyageur, Bien qu'il s’agisse d’un service de consommation finale l’achat d’une prestation de transport est rarement un but en soi. Il s’inscrit comme variable dans un calcul beaucoup plus complexe où interviennent cumulativement la considération des frais de séjour terminaux, les conditions météorologiques, l « occasion », en l'espèce d’une manifestation importante, d’un change favorable ou de tout autre facteur « excitant » la demande.

L'examen des résidus est cependant beaucoup trop aléatoire pour étayer une critique de l’ajustement. Il semble bien que certains d’entre eux sont l’effet des procédés de calcul que nous avons utilisés. On ne saurait douter que si l'élimination de l'influence de la Production Industrielle est une approximation acceptable, elle comporte tout de même une part d’arbitraire. L'interprétation des résultats doit donc en tenir compte. Les premiers exercices de notre période d'observation exigent en particulier une grande prudence. L'indice de la Production Industrielle ne doit pas représenter à beaucoup près l’exacte situation de la conjoncture. De nombreux freins techniques se présentent toujours dans les secteurs industriels à la suite des grandes perturbations que provoque un conflit. Dire que la Production Industrielle se trouve à l'indice 55 en 1921 et 88 en 1923 n'implique pas nécessairement que le niveau général de l’activité économique se situe aussi bas par rapport à l'avant guerre. Il faut aussi compter avec les décalages inévitables entre les faits économiques et la réaction psychologique du public. Il nous a paru intéressant, entre autres rapprochements, de comparer les fluctuations de l'indice du trafic avec celui de la Production industrielle. Les deux séries n’ont pas de lien direct bien défini, avons-nous dit, puisqu'il ne nous a pas été possible d'éliminer l'influence de l’un sur l’autre à l’état brut. Sur la période 1921-1935 la corrélation atteint tout juste un coefficient de r — + 0,3948 c’est dire qu’elle n’a pratique-

(D D = 396 + 082 N D = distance, N — rang de l’année.

ment pas de sens, Mais si l’on distingue deux sous-périodes correspondant grosso modo à des tendances économiques de sens inverse, on voit aussitôt apparaître un curieux phénomène. Si de 1921 à 1927 on décale l'indice de la Production Industrielle d’un an en arrière, on trouve une corrélation de r — + 0,9403. En procédant au même décalage d’une année, mais én avant cette fois-ci, sur la sous-période 1927-1935 le coefficient de corrélation est de : r — + 0,8733.

Tout se passe donc comme si, jusqu’en 1927 (phase ascendante) la demande induisait son intensité de la situation économique en cours de développement, tandis qu'après cette date (phase descendante dans l’ensemble), elle déduirait plutôt son comportement de la situation acquise.

Il est donc téméraire d'accorder une confiance irraisonnée au procédé que nous avons retenu (1). Si imparfaits qu'ils puissent être, en définitive, les résultats que nous avons obtenus comportent néanmoins des renseignements dignes d’intérêt.

Le choix d’un ajustement linéaire nous à fait renoncer à la mesure d’une élasticité strictement définie. Mais nous avons acquis du même coup la possibilité d'étudier l’évolution du phénomène dans le temps. Nous avons défini entre l’élasticité, le coefficient angulaire de la droite d'ajustement et les deux variables, la relation suivante :

A NIUE ONE Q

la seule forme de cette équation implique que l’élasticité augmente au fur et à mesure que le tarif se relève. Ce résultat n’a rien de surprenant en soi, mais il permet de déterminer les limites où s’inscrivent les variations de l’élasticité. Les indices extrêmes du tarif sont 47 pour le minimum (1921) et 103 pour le maximum (1935). Les élasticités observées sont donc comprises entre Lo — — 0,23 et 35 — — 0,69. Tout au long de l’évolution, on peut distinguer trois groupes d'observations. De 1921 à 1925, exercice de bas tarifs, l’élasticité est très faible et s'inscrit entre :

Li Con 0,23 et lea = — 0,30

à l’autre extrémité de la courbe, avec les années 1933, 34, 35,

(1) L'introduction du décalage par sous-période permet d'éliminer directement l'influence de lai Production Industrielle du trafic; mais les résultats définitifs de l'ajustement ne sont guère meilleurs que ceux que nous avons obtenus par ailleurs.

36, et 38 on remarque un autre groupe d'observations plus déployé entre :

l33 ie 0,50 et Les = — 0,69

Le troisième groupe réunit les autres données sans ordre bien défini dans une position intermédiaire autour d’une élasticité moyenne de :

Tels sont à peu près les enseignements que l’on peut retirer de cet examen. L’élasticité de la demande de voyage n’a donc cessé de croitre à peu près régulièrement dans l’intervalle des deux guerres. Les progressions importantes et notamment les progressions de groupe à groupe sont dues tantôt à des majorations de tarif effectives et tantôt à des fléchissements du coût de la vie, les tarifs restant constants. De 1925 à 1927 (1926 étant exclu de nos calculs) l’élasticité s’accroît de :

Les Sr 0,28 à Lor — — 0,40

sous Peffet des majorations de 1926. Mais de 1932 à 1933 le trafic se contracte fortement et l’élasticité passe de

Lo — — 0,43 à L3 — — 0,50

sans que les tarifs aient été modifiés. C’est la conséquence indirecte du mouvement général des prix ; l’indice des 18 articles non pondéré de la SGF passe en effet de 532 à 475 dans l'intervalle. Ce dernier résultat que confirment des observations similaires (1927-1928 ; 1931-32 etc.) mérite de retenir l’attention. Il faut y voir, encore, une preuve de la sensibilité de la demande aux phénomènes périphériques du marché. L’usager ne se limite pas à la considération d’un tarif brut mais le situe dans un calcul économique beaucoup plus large où interviennent de nombreux facteurs et notamment le niveau général des prix. Les résultats escomptés d’une majoration tarifaire ne peuvent donc être envisagés en marge d’un examen rigoureux de la conjoncture.

La définition de cette courbe de demande permet de dégager une loi de variation des recettes, soit :