PÉRIODE C

Tan VIE:

Février......

Mars mr:

Septembre ..

Octobre.....

Moyenne...

it

ST

On voit que, pour la période A, la tendance à l’augmentation de la dispersion relative à mesure qu’on s’éloigne de la base est faible, si même il y en a une, et que, pour les périodes B et C d’après-guerre, la dispersion relative est deux fois plus forte qu'avant la guerre. Ge résultat concorde exac-

tement avec celui qu'avait trouvé M. Lucien March.

Le professeur Bowley a, d’autre part, examiné plus par-

ticulièrement les prix relatifs :

a) de 1913 par rapport à 1901; b) de 1913 par rapport à 1922; c) d’avril 1920 par rapport au

trimestre 1923.

Ïl a trouvé que les écarts relatifs moyens s’échelonnaïent : pour a) de + 73 % à —39 % pour b) de + 102 % à —58 % pour c) de + 125 % à — 63 %

et a attiré l’attention sur le fait que la dispersion était déjà forte avant la guerre, à une époque où le commerce s’adaptait de lui-même aux changements sans difficulté apparente.

Pour les différents groupes de marchandises, les écarts relatifs moyens ont été trouvés respectivement égaux à :

Denrées | alimentaires Minéraux | Textiles Divers Ensemble

Période a! 8,9 13:80/l:30,001 25001171 Période b 1127 23,0 38,0 | 42,2 25,6 Période c 32 32 20 16 25

On voit que l’ordre des différents groupes varie selon la période envisagée.

Citons enfin les travaux importants de M. Norman Crump, créateur de la série de nombres indices publiée par le Financial Times, sur ces questions de dispersion et de distribution des prix.

M. Norman Crump a écarté l’emploi du coëfficient de variation interquartile, estimant avec raison que ce coefficient est simple, facile à calculer et à comprendre, mais qu'il est trop grossier et donne des résultats irréguliers. Il à donc employé l’écart quadratique moyen et le coefficient de variation V. Il a calculé d’abord la dispersion des prix avant la guerre en Grande-Bretagne, d’après les éléments des nombre indices de l’Economist, en prenant pour base les prix au 1* janvier 1904 :

1 janvier 1905 | 103,8 | 18,0 | 17,3 — 1909 101,6. ,17,4:] 17,1 — 1912: |,117,7,1 028,0:1,23;8 — 1914 | 120,4 | 36,3 | 30,1

D'autre part, la dispersion d’après guerre à été calculée pour les trois indices anglais du Board of Trade, du Financial Times et de l’Economist, ainsi que pour l'indice français de la Statistique générale de la France, pour les prix relatifs par rapport à 1913, du 1” semestre 1923 pour les indices anglais, de fin septembre 1923 pour l'indice frança's. En outre j'ai calculé le coefficient interquartile r correspondant :

A 6 A4 Board erELrAear. LL. 164,7 48,2 29,3 19,0 MAN CAMES RE 158,6 47,4 29,9 21.

HCONONMNIS ER RE ST re 166,3 64,6 38,8 20,4

Statistique générale de la France | 421,2 | 168,5 40,0 18,6

La dispersion relative, indiquée par le coefficient de varlation, est d'environ 30 % pour les indices du Board of Trade et du Financial Times, 40 % pour ceux de l’Economist et de la Statistique de la France, mais pour fous les indices considérés le coefficient de variation interquartile est voisin de 20 %. D'autre part ces chiffres ne semblent pas indiquer que la dispersion relative des prix soit notablement plus forte après la guerre qu'avant la guerre. Ce résultat est en contradiction avec ceux de MM. March et Bowley. M, Flux a fait observer avec raison à ce propos qu’il faudrait faire « bien d’autres calculs » avant de pouvoir poser des conclusions solides.

Enfin M. Norman Crump a étudié la dispersion absolue et relative des prix relatifs utilisés dans le calcul de l’indice du Financial Times, dont la base est 1913 :

A Ce] V

1920 Avril 46,20) AGLANIL EL, 7 1921 Janvier 228,9 87,0 | 38,0 |

Avril 187,8 UM CN Juillet 182:02/2 "60,21 31,62)

Octobre 169,5 97,0 | 33,7

1922 Janvier 151,4 AS 20 ST

Février 1527 1020817

Mars 192,1 MS PE

Avril 11 19642917

Mai 158,3 49,9 | 31,6

Juin 141592 48,9 | 30,7 Juillet 159,1 49,4 | 31,0 |

Août | 454,1 18,241151,2

Septembre 151,8 LS SL Octobre 125,0 TES RCE 1 Novembre 199,2 LOTS Décembre 154,7 48,32 042 1923 Janvier 456,0 | 46,9 | 30,1 Février 151,2 01 930,30 Mars 160,9 49 APS 072 Avril 162% 50:92153143 1 Mai 159,2 0, 711051:8 Juin PSÉ59,8 19/2 0516 Juillet 153,8 LG TU SE ON Août LOTS NP RASU I 20 Em Septembre 155,4 47,3 | 30,4 | Octobre LOC SATA) ES ON) Novembre 161,7 LE D Be MS 2 Décembre 164:3200529% 3300

La dispersion relative a été très constante pendant la période de stabilité des prix, et même, en août 1923, le coefficient de variation (29,6 %) est inférieur à sa valeur d’avantguerre (30,1 %). M. Norman Crump a encore étudié la dispersion des prix relatifs rapportés chaque mois, non plus à 1913 comme base fixe, mais au mois correspondant de l’année précédente, ou au mois précédent. La dispersion trouvée est naturellement beaucoup plus faible que dans le cas de la base fixe.

Répondant à l’appel de M. Flux, j’ai, à mon tour, étudié la dispersion des prix en France de 1920 à 1924. Les éléments de ce calcul et de ceux de la Section suivante, relative à la distribution des prix, sont les séries de prix réunies par le Federal Reserve Board pour le calcul de la série française des indices qu'il publiait pour permettre la comparaison internationale du mouvement des prix. Ces séries m'ont été obligeamment communiquées par le Federal Reserve Board.

L'indice du Federal Reserve Board pour la France comprend 98 séries de prix. En fait, ces séries comportent

quelques lacunes, comme il est inévitable. J'aurais pu ne conserver que les séries complètes, mais cela m'aurait privé de certaines séries relatives à des marchandises très importantes alors que la lacune ne portait que sur un petit nombre de mois. De plus, les résultats que j'aurais obtenus n'auraient pas été strictement comparables aux résultats trouvés par le Federal Reserve Board. J’ai donc préféré employer tous les prix relatifs qu'a employés lui-même le Federal Reserve Board, de sorte que pour chacun des 60 mois considérés j’ai utilisé un nombre de prix variant de 92 à 98 et qui est en moyenne d'environ 95. Le Federal Reserve Board - calculant son indice par la méthode de la valeur globale n’a besoin d'employer que les prix absolus. Pour étudier la dispersion et la distribution des prix, j’ai donc dû, préalablement à tout calcul, former les prix relatifs (au nombre de plus de 5700). Ces prix relatifs ont été calculés par rapport aux prix de 1913, qui servent eux-mêmes de base au calcul de l'indice du Federal Reserve Board. Je regrette que les difficultés actuelles d’édition ne me permettent pas de reproduire le tableau de ces prix relatifs, mais je le communiquerai volontiers à toutes les personnes qui désireraient contrôler ou poursuivre mes calculs. On trouvera dans le Federal Reserve Bulletin (n° d’août 1922) ainsi que dans la brochure « Prices in the U. S. and abroad, 1919-1923 », publiée par le Federal Reserve Board, la description détaillée des marchandises utilisées, des sources des cours, etc.

Le tableau suivant indique, pour chacun des mois considérés, la moyenne arithmétique, l’écart quadratique moyen, le coefficient de variation et le coefficient de variation interquartile.

92 LES NOMBRES INDICES DE LA VARIATION DES PRIX RTE Lens EL G y À EP RUE | | 1920 Janvier 509:011»290:9:33;7 143 ;40)826794) Février 557:3 1.956.9 1k34,001 46,00 182434 Mars 586.5 11266:4.1:93,9 045, 5010925,7 Avril 625,9 | 304,5 | 36,4 | 48,7 | 29,6 Mai 6395500, ST Lo NES TS Juin | 579,8 | 281,1 | 37,7 | 48,5 | 33,0 | Juillet 598,62 |4240:6 1036036 "NA 5;9NNSD 22 Août 53210 200 4001353 838009 Septembre 527,3 212,4, 533,001407012533 Octobre LOULOU EDS OA SUMMER Novembre 490, 20019%4,5 0 29220089,00227 Décembre Lg ec PRET TO DS 2 IE" Moyenne SARA OO ST ESS SU ES 0022753 | 1921 Janvier PA) 1 A SE RE Février 310:6 148457114272 1864002853 Mars 305,41 434111 28;81| 37,811,92;2 | Avril 347,3 | 133,9 | 28,9 | 38,4 | 93,4 | Mai DOS MLE OO D PS ner Juin 5 RP OH POS ES CA En ter | Juillet Ve EN ER PO OCR D 55 à Août 3280 419,72; 29403758 JAP E Septembre 25h d18Eu98:0.,185:5 29 0 | Octobre 324,0 | 408:6-1.27:2.1.33;9.41 244 Novembre 11320:5 114412, 009282 2400025 | Moyenne | 11 120,7 28,0 | 0 DAC 1922 Janvier 314,8 11092 1966 | 35,0 | 49,5 Février SONT CNET RSS NS Mars 200,27) ADS SN SPORE LSMO T0 Avril 310,24 07 RPM ESS UNE 070 Mai 309,40| 106, 708261 17350 1182 Juin 11,000 21826 94005 8040 Juillet AT SAMI NET CUS CARS Août 319,2) 12140027. 00078 14887

JUSTIFICATION THEORIQUE DES INDICES SIMPLES 93 Septembre OMS 278 31540851 Octobre 324,904198,5.1,29,0 :| 39,7 | 20,9% Novembre CT RL 0000453 )"20,0 Décembre RSS ONE ON S0 71152278 | 2455 Moyenne | 319,5 | 118,7 | 21 HP 3020.

1923 Janvier MSGO GUPASTSS | DD LAS S 0IN 0,9 Février 208 AMADEUS 9 Mars 411,4 | 183,9 | 32,2 | 44,7 | 20,7 | Avril 407,9, |. 185,0! 30,9 | 45,4] 17,9 Mai 309,11 475,2; | 30.8: 43,9 | 20,5.

Juin 299,64 -416154%: 300. 40,8 | 20,7 | Juillet 3946 165,6 | 30,5 |-41:5 | 20,6 Août 1390-001195:0%128,5 11188,6.1: 18,0 Septembre RAS ACTUS 003 SAT ET Octobre PEACE 12 OS 2188 Novembre 423,0 | 173,8 | 30,8 | 41,1 | 20,4 | Décembre IMES6-02N184,5-1531,4. 1-42 37) 20,6 Moyenne | AO OPA TD 0 PS0 020407 1924 Janvier 151:900208,02852,9112641;32%23;4 1 Février LOMME OMS JURA C ST r05:S Mars SOU ON2070)3100413€109 50 Avril LD LA | 80 90m 50090 7 Mai 258 0004175502 30/600401.1025:0 Juin LTD Se NAS DU ES 0e 5 2461 Juillet 119 001835019071 1/108 22,9 Août 2 Te TO0 SO DA 140257 Septembre LOT RTOL TAROT "39 7002257 Octobre 100 ,01M481021029 50239 0%26 70 Novembre Pr 2e 0 COTE A 22 9 RE Dr PE x = Décembre 21420 01492,0 } 2%8%1/4D/0 1 2458 | | Moyenne 16%-3018199 0031004102 "25;9

Ces chiffres montrent une

dispersion relative moyenne, pour l’ensemble des 5 années étudiées, de 30,3 % si on l’exprime par l’écart relatif moyen, de 40,2 % si on l’exprime par le coefficient de variation de l’écart quadratique. Les variations de cette dispersion seront plus faciles à étudier sur les graphiques correspondant au tableau précédent,

Le graphique n° 4 montre la variation des prix, exprimée par la moyenne arithmétique simple des prix relatifs : hausse rapide pendant les 4 premiers mois de 1920, puis chute rapide et profonde de mai 1920 à juin 1921, coupée par un court palier de juillet à septembre 1920, puis stabilisation des prix à un niveau environ trois fois plus élevé qu'avant la guerre; la stabilité persiste pendant le 2° se: mestre de 1921, puis mouvement général de hausse jusqu’à la fin de la période étudiée, coupée par des crochets brusques de hausse au début de 1923 et au début de 1924.

fs «=

gr.n°1. Moyenne arithmétique smple

Le graphique n° 2 indique la variation de l'écart relatif moyen. Cette variation présente de grandes analogies avec celle des prix : on y retrouve en effet la hausse des 5 premiers mois de 1920, suivie de la même baisse rapide et forte; la

stabilité du 2° semestre 1921 (vers la valeur 27,5 %), les crochets de hausse du début de 1923 et du début de 1924. Mais il y a quelques différences de détail : la stabilité est acquise dès le début de 1920 (au lieu de juin 4921 seulement pour les prix); le crochet de 1923 est moins aigu; il n’y a pas, à