Classe sociale ou revenu de la famille

. Situation géographique du domicile de la famille.

Co

Il est évident que la quantité des denrées alimentaires consommées variera avec la composition de la famille, c’està-dire avec le nombre et l’âge des enfants. Les quantités consommées augmenteront avec le nombre des membres de la famille, mais non pas proportionnellement à ce nombre. On s’est donc efforcé de déterminer l'influence de la composition de la famille sur la dépense pour l'alimentation et l’on a appliqué à cet effet la méthode suivante qui comporte pratiquement deux variantes et qui est fondée sur l’évaluation des besoins en calories, selon le sexe et l’âge des individus,

Les physiologistes ont calculé des coefficients qui expriment le rapport du nombre des calories nécessaires à la femme et aux enfants des différents âges au nombre des calories nécessaires à l’homme adulte exerçant un métier manuel que l’on à pris pour unité. Les jeux de coefficients que l’on à effectivement appliqués sont assez nombreux et parfois assez différents.

(1) L'enquête belge de 1921 a porté en dehors de 1195 ménages d'ouvriers. sur 375 ménages de petits bourgoiïs et l'on a considéré comme tels : 10 les employés, fonctionnaires, sous-officiers et officiers ayant un revenu annuel inférieur à 10.000 francs ; 20 les détaillants n'ayant pas plus de 5 sala! riés ; 30 les patrons n'ayant pas plus de 10 ouvriers.

Citons les coefficients d’Atwater, dont on s’est souvent servi :

Homme au-dessus de 15 ans.......... 1,00 Femme au-dessus de 15 ans.......... 0,80 Éntanisdot0 AL ANS RTS LT RU 0,70 Enfant au-dessous de 10 ans.......... 0,50

les coefficients appliqués aux résultats de l’enquête ouverte en 1904 en Grande-Bretagne par le Board of Trade :

Homme au-dessus de 14 ans.......... 4,00 Femme au-dessus de 14 ans.......... 0,83 ÉMant de 10 a 11 6ns 02 0,73 Enfantsde D'aMTO Fans. nt ro: 0,70 Enfant au-dessous de 6 ans .......... 0,50 les coefficients de Zuntz :

Fine adulte Tr NL Gen 1,00 Fénimeradter... Lt. LR 0,80 Enbattee role ER les. 0,75 LÉ DEAN et A TS RE EE Eos M RATE ETES 0,50 Plant ol And eh RE rm 000

enfin les coefficients adoptés par Silbergleit pour le calcul de son indice du minimum d'existence :

HOMO AA OLE A ee ROLE En Dir nie 1,00 l'enmmMe RAC SMMUSL HS Re 0,80 EnlARdeE a APS NN ES 0,50

On peut inversement, comme l’a fait Quételet, prendre pour unité le nombre de calories nécessaires à l’enfant nouveau-né, c’est-à-dire ce qu’on appelle le quet (du nom de Quételet) et évaluer en quets le nombre de calories nécessaires aux enfants plus âgés et aux adultes des deux sexes, D’après Engel, les besoins alimentaires augmentent de facon continue jusqu’à 20 ans pour les femmes, 25 ans pour les hommes, à raison de 0,1 quet par an et restent constants ensuite. La capacité de consommation des adultes serait alors de 3,5 quets pour l’homme, 3 pour la femme.

Certaines applications de la valeur calorifique des aliments, qui ont été faites dans le domaine des nombres in-

dices des prix, soulèvent, comme on le verra, de sérieuses objections, mais ici cet emploi me semble tout à fait légitime, car il ne s’agit que de rendre comparables les dépenses alimentaires faites par les familles de composition différente, en ramenant ces dépenses à ce qu’elles seraient si cette composition était uniforme, et les différences entre les divers jeux de coefficients proposés ne sont pas très fortes. Si l’on considère les coefficients de réduction comme bien établis, on pourra faire porter l’enquête sur des familles de composition quelconque; si au contraire on a quelque doute sur leur valeur, il sera préférable de ne faire porter l’enquête que sur des familles de composition peu différente de la composition-type, en éliminant toutes les familles dont la composition s’en éloigne sensiblement. En tout cas il vaudra mieux éliminer les familles où certains enfants ont des gains personnels par leur travail, pour éviter les complications tenant à l’augmentation du revenu et à son influence sur la consommation, et ne retenir que les familles dans lesquelles les enfants sont tous d'âge inférieur à la limite fixée par la loi pour l’admission au travail.

Les coefficients de réduction étant fixés, on arrêtera une composition-type de la famille et on corrigera la dépense trouvée pour les diverses familles dont on possède le budget, de manière à les ramener toutes fictivement à la composition-type. Ainsi en Grande-Bretagne, lors de l’enquête de 1904, la famille-type choisie comprenait 4,57 unités. Pour

une famille de 4,39 unités, on multipliait sa dépense par #7;

on l’augmentait donc de 4,1 % ; pour une famille de 5 unités, on multipliait sa dépense par 7, c'est-à-dire qu’on diminuait de 8,6 % les quantités indiquées comme consommées, La Composition-type est en général déterminée en prenant la composition moyenne de toutes les familles qui ont répondu

à l'enquête, ou la composition dominante.

Il existe une variante de la méthode précédente, qui conduit à des résultats plus abstraits, mais se prête peut-être

mieux aux comparaisons : elle consiste à diviser la dépense de chaque ménage par le nombre d’unités composant le ménage. On a ainsi ce qu’on appelle la dépense par homme équivalent.

On peut encore appliquer la méthode de la corrélation partielle à la standardisation des familles. Utilisant les chiffres réunis par le Comité Sumner, le professeur Bowley s’est servi de cette méthode pour étudier la dépense alimentaire des 390 familles d’ouvriers qualifiés qui comprenaient au moins deux enfants de moins de 14 ans et il est parvenu à l’équation :

Dépense alimentaire (en shillings) =14,5 +9,4 x nombre de personnes de plus de 14 ans +3,7 x nombre d’enfants au-dessous de 14 ans.

Comparons les résultats théoriques aux résultats effectivement trouvés.

DÉPENSE FAMILIALE EN ALIMENTS (en shillings)

Nombre tolal d'après la formule d’après les résultats effectifs d'enfants au Strmde nombre tolal d'enfants nombre tolal d'enfants AIS aNDE : Ro) A NE à) 2 40,7 | 44,1 | 48,1 51,8 || 40,5 (4) | 45,2 (14)] 47,1 (53)| 52,9 (25) 3 00 1103 01970 61,2 || 54,8 (1) | 51,2 (11) 58,2 (161) 64,9 (11) & 59,5: | 63,2 | 66,9 70,6 || 58,0 (10) | 60,2 (10)! 78,1 (6) »

(a). — Les chiffres entre parenthèses représentent le nombre des cas correspondauts.

Il y a une concordance aussi grande qu’on pouvait l’espérer entre l’expérience et la formule, étant donné l'écart quadratique moyen très élevé et le nombre relativement petit des cas.

Ainsi dans les familles de travailleurs qualifiés, chaque personne supplémentaire de plus de 14 ans entraîne une aug-

310 LES NOMBRES INDICES DE LA VARIATION DES PRIX mentation de 9 sh. 5 d. de la dépense hebdomadaire et chaque enfant supplémentaire une dépense supplémentaire de 3 sh. 8 d. Comment varie la dépense par homme équivalent quand le nombre des membres de la famille varie ? Supposons qu'il s'agisse d’une famille composée du père, de la mère et de deux à cinq enfants, puis d’une famille composée du père, de la mère, d’un autre homme adulte et d'enfants, enfin d’une famille composée des parents, de deux hommes adultes et d'enfants :

NOMBRE d'ENFANTS 2 3 4 5 PANNES renier rca es re 12,6 11,3 10/2000 977 Parents plus 1 adulte... UT UC 11,8 10,9 10,2 9,6 Parents plus 2 adultes... 11,4 10,6 10,2 9,6

On voit que lorsque le nombre des membres de la famille augmente, la dépense par homme équivalent diminue, mais elle diminue sensiblement plus vite si le membre supplémentaire est un enfant, que si c’est un adulte. Ainsi ce tableau montre que la nourriture risque de devenir insuffisante quand le nombre des enfants augmente.

La nature et la quantité des denrées alimentaires consommées varient également selon la situation sociale et professionnelle des chefs de famille considérés. Il est conforme à la nature des choses qu’un ouvrier manuel qui se livre à des, travaux de force n’ait pas le même régime alimentaire qu'un employé de bureau. En outre ce régime varie assez fréquemment avec le revenu de la famille. Aussi peut-il être opportun, pour obtenir des indices représentatifs, d'établir des budgets distincts selon la profession du chef de la famille ou le revenu de la famille. C’est ainsi que l'enquête effectuée en 1912 par le Secrétariat des travailleurs suisses, et qui a porté sur 785 budgets, a conduit à calculer des indices sé-

parés pour les ouvriers qualifiés, pour les manœuvres et pour les employés et fonctionnaires ; de même dans l’enquête faite en 1918 en Grande-Bretagne par le Comité du coût de la vie, dit Comité Sumner, qui a porté sur 971 budgets de travailleurs urbains, on a distingué les ouvriers qualifiés, demi-qualifiés et non qualifiés. D’autre part le Ministère du Travail belge publiait des indices séparés pour les ménages ayant un revenu journalier inférieur à 5 fr. lors de l’enquête de 1910, les ménages ayant un revenu compris entre 5 fr. et 8 fr. et les ménages ayant un revenu journalier supérieur à 8 francs.

Enfin le régime alimentaire varie suivant les régions d’un même pays lorsque celui-ci est un peu étendu : il est évident que la nature et la quantité des denrées alimentaires consommés par un ouvrier d’une usine de Roubaix, de la région parisienne, ou de Marseille différeront considérablement les unes des autres. De plus, dans une même région, le régime variera selon qu’il s’agit d’un ouvrier urbain ou d’un travaïlleur rural. Mais dans le cas de la France, il semble que les travailleurs agricoles salariés soient trop peu nombreux, trop dispersés et trop souvent payés en partie en nature, pour qu'il soit possible de calculer un indice des prix des denrées alimentaires qu'ils consomment; cet indice n'aurait d’ailleurs pas grand intérêt pratique. Nous admettrons que les enquêtes ne porteront que sur les travailleurs urbains.

En limitant ainsi le champ de nos enquêtes, celles-ci nous donneront encore pour les différents ménages soumis à l’en- 4puête des listes très variables d’articles consommés et pour les articles communs aux diverses listes des quantités consommées très variables. Nous réduirons d’abord en partie cette variabilité en ramenant toutes les familles à un type unique, ou en évaluant les quantités consommées par homme équivalent ou par quet. Cela fait, nous resterons en présence de trois causes de divergence : la situation sociale, la situation géographique, les goûts et habitudes de chaque ménage considéré. Peut-on prendre purement et simplement pour

régime-type la moyenne des régimes de consommation des familles standardisées, et calculer un indice unique ? Faut-il au contraire établir un certain nombre de régimes-types particuliers, propres à telle ou telle classe sociale ou à telle ou telle région, et calculer autant d'indices qu'il y aura de régimes-types ? Il est impossible de donner à cette question une réponse générale. Tout dépend des résultats de l’enquête, mais on voit immédiatement que, pour que ces résultats soient utilisables, il faut qu’ils soient très nombreux. On devra donc soumettre à l’enquête un nombre élevé de ménages, mais il faut noter ici qu’une enquête de grande envergure sur les budgets de ménage est difficile et coûteuse à faire d’abord, à dépouiller ensuite. On n’obtient pas facilement de ménages ouvriers l'inscription fidèle, régulière et complète de leurs dépenses (1); d’ailleurs il ne faut pas se dissimuler que les ménages qui acceptent de tenir une telle comptabilité ne peuvent être considérés comme exactement représentatifs de l’ensemble de la classe ouvrière. La tenue de comptes indique des individus intelligents, aimant l’ordre, ayant une existence assez stable et des revenus assez réguliers. De même que le concours des organismes collectifs d’industriels et de commerçants est extrêmement utile, sinon même nécessaire, pour la détermination des éléments numériques des indices des prix de gros, de même le concours des syndicats ouvriers et leur collaboration aux enquêtes nécessaires seraient très utiles pour la détermination de la consommation de la classe ouvrière. De même que les patrons ont intérêt à avoir un nombre indice du mouvement des prix de gros qui exprime ce mouvement aussi exactement que possible, de même les ouvriers ont intérêt à avoir un nombre indice du mouvement des prix de détail qui exprime ce mouvement aussi exacment que possible. Si le Gouvernement français, se confor-

(1) Dans l'enquête belge de 1921, il avait été remis 1.500 cartes d'inventaire ; il n'en fut rempli que 1.047 et 848 seulement étaient utilisables.

mant au vœu émis par la deuxième Conférence internationale des statisticiens du travail, entreprend d’ici peu une grande enquête pour déterminer la consommation-type de la classe ouvrière, il est vivement à souhaiter que les syndicats ouvriers insistent auprès de leurs membres pour qu’ils répondent aussi nombreux que possible à cette enquête.

Le professeur Bowley a examiné, au point de vue de la dispersion et de la distribution des données, les résultats de l'enquête du Comité Sumner.

Il a comparé la distribution des dépenses alimentaires hebdomadaires par homme équivalent, pour les 970 familles de travailleurs urbains, à la deuxième approximation d’Edgeworth à la loi des grands nombres et au type III de Pearson.

Inférieure à 5,5 sh. 18 22H) Fra) de 5,5 à 7,5 sh. 107 123 + 10 122 +10 de 7,5 à 9,5 sh. 255 23313 252+14 de 9,5 à 11,5 sh. | 245 248+14 250 + 14 de 11,5 à 13,5 sh. 173 168 + 12 Mere de 13,5 à 15,5 sh. 101 (ONE) 95+ 9 de15,5 a 17,5 sh. 38 DE 45+ 7 de 17,5 à 49,5 sh. A 22715 19+ 4 de 19,5 à 21,5 sh. 9 11+ 3 TES

supérieure à 21,5 sh. 7 1 1

La concordance est remarquable; il n’y a de différence sensible que pour les sept familles de gros mangeurs, et, en ce qui concerne le type III de Pearson, pour les dix-huit familles de revenu très faible.

Si la distribution de ces dépenses est voisine de la normale, leur dispersion est très forte : pour les 13 groupes

entre lesquels il avait réparti les 970 observations, le professeur Bowley a trouvé pour le coefficient de variation de l’écart quadratique moyen de chaque groupe les valeurs suivantes :

Ouvriers eusemble des qualifiés 1/2 qualifiés non qualifiés ouvriers Ecossé 26 » 36 29 Nord 30 36 30 33 Midlands 34 24 97 31 Londres 21 ) 26 24 Ést et Sud-Est 30 ») » 39 Sud-Ouest 29 ») » 28 Pays de Galles 30 » Dee 130 Grande-Bretagne 31 29 Si: 32

On trouve donc un coefficient de variation voisin de 30 °’, et la dispersion varie peu d’un district à l’autre ou d’une classe d'ouvriers à l’autre. Le professeur Bowley a calculé de même le coefficient de variation interquartile et l’a trouvé égal à 22 % environ. Il a refait le même calcul sur les budgets de familles non ramenées à la composition-type et à trouvé pour les quartiles et la médiane : 36/3, 54/9 et 47/3, d’où un coefficient de variation interquartile d'environ 20 %, chiffre très voisin de celui qui a été trouvé pour les familles de type unifié.

La dispersion des quantités consommées pour chacune des denrées alimentaires figurant dans les divers budgets est encore plus forte : par exemple pour 410 budgets des Midlands, le coefficient de variation interquartile des quantités achetées par ménage a été trouvé de 33 % pour le pain, 37 % pour la viande, 33 % pour le bacon. L'enquête suisse de 1912 à fait ressortir également une forte dispersion des observations.

Quand la consommation est de caractère aussi variable, on est alors placé dans l’alternative suivante : ou bien calculer un seul indice, n'utiliser que les denrées dont la

consommation est très générale et varie peu d’un ménage à l’autre, et n’obtenir qu’un chiffre très médiocrement représentatif — ou bien calculer plusieurs indices, par régions ou par groupes sociaux ayant une consommation suffisamment uniforme, et obtenir ainsi des chiffres bien représentatifs, mais non comparables les uns aux autres. C’est la première solution qu’a adoptée la Statistique générale de la France pour le calcul de son indice des prix de détail, en ne faisant porter cet indice que sur 13 denrées alimentaires et de première nécessité, consommées dans toute la classe ouvrière française (et ne comprenant par exemple aucune boisson, bien que les enquêtes des Commissions régionales du coût de la vie aient fait ressortir, en 1920, que la dépense pour la boisson est de 10 à 20 % de la dépense totale pour l’alimentation). Aucune des deux solutions ne peut être considérée comme supérieure à l’autre dans tous les cas. Pour la France, je crois que la seconde solution est la meilleure, notamment en vue de l’adaptation des salaires au coût de la vie. En Grande-Bretagne, il n’est calculé qu’un indice officiel national, mais le professeur Bowley est d’avis (1) qu'il faudrait calculer des indices séparés pour toutes les régions nettement différenciées (Londres, districts miniers, régions agricoles ,etc.), encore que les salaires soient souvent calculés sur une base nationale.

L'enquête est généralement faite en remettant aux intéressés, soit des listes de denrées pour lesquelles ils doivent inscrire les quantités consommées pendant une période fixée, soit des livrets de ménage dans lesquels ils inscriront toutes leurs dépenses pendant la période fixée. Cette période devrait théoriquement être d’au moins une année, puisque certains articles dont la consommation est importante sont saisonniers, comme les fruits, les légumes et en particulier les pommes de terre. Pratiquement, étant donnée la difficulté

(1) Times, 17 janvier 1993.

qu'il y à à faire tenir régulièrement des comptes par les ménages ouvriers, on se contente en général de périodes bien moins étendues. La Belgique, par exemple, s’est contentée de 45 jours dans son enquête de 1921 ; cela paraît insuffisant. Il semble qu'une bonne solution serait de relever la consommation pendant 15 jours par trimestre, ou à la rigueur par semestre.

c) Méthode du budget théorique

Les deux méthodes précédentes sont basées sur la consommation réelle des individus ou des familles, sur ce que les économistes de langue allemande appelent |’ « Ist-Konsum », mais on peut déterminer le régime-type a priori, d’après non pas ce que les individus consomment mais ce qu'ils doivent consommer, d’après le « Soll-Konsum ». Une telle méthode est particulièrement à recommander pour le calcul d'un indice particulier que nous examinerons plus loin, l'indice du minimum d’existence.

- Comment déterminer les denrées alimentaires qu'un individu doit consommer ? Ce ne peut être que d’après les règles de la physiologie, et plus précisément, puisque la meilleure mesure de la qualité physiologique des aliments consiste en leur valeur calorifique, c’est d’après cette valeur calorifique que nous déterminerons le budget théorique destiné à servir de base au calcul de l'indice des prix de détail des denrées alimentaires. Mais quelles données nous fournira la physiologie ? tout au plus le nombre de calories nécessaires à chaque individu selon son sexe et son âge, la répartition optimum de ces calories entre les trois grands groupes de substances alimentaires : albumine, graisses, hydrates de carbone, et la valeur calorifique des différents aliments. On voit immédiatement que ces données ne suffisent pas à permettre l'établissement du budget théorique, car il y a une infinité de régimes qui pourront fournir les n, calories à provenir des substances azotées, les », calories à provenir des corps

gras et les n, calories à provenir des hydrates de carbone, qu’exigent les physiologistes. Comment choisir entre tous ces budgets ? La méthode du budget théorique ne se suffit donc pas à elle-même. Tous les auteurs qui en ont recommandé l’application, en particulier le D' Gigon, qui lui à consacré, en Collaboration avec M. Mangold, une importante étude (1), ont reconnu la nécessité d’adjoindre un autre principe aux règles de la physiologie alimentaire, pour la formation du budget théorique. Cet autre principe, c’est de choisir des aliments se rapprochant le plus possible, en nature et en quantité, de la consommation réelle des individus considérés.

La méthode du budget théorique consistera donc à établir un régime-type aussi voisin que possible du régime réel, et donnant le nombre de calories reconnu nécessaire par les physiologistes, ces calories étant réparties entre les trois grandes catégories de substances alimentaires suivant une proportion fixée à l’avance. Le régime réel ne pouvant être connu que par une enquête plus ou moins approfondie, il s’agit en réalité d’une méthode mixte, comportant à la fois des chiffres résultant d’une enquête et des chiffres fixés a priori.

Même ainsi conçue, la méthode du budget-type prête à bien des objections. D’abord les physiologistes ne sont d’accord, ni sur la valeur calorifique des divers aliments, ni sur le nombre de calories nécessaires à chacun, ni sur la répartition de ces calories entre les trois groupes de substances alimentaires.

Nous avons déjà vu que les physiologistes ne sont pas d’accord sur les besoins relatifs des femmes et des enfants par rapport à ceux de l’homme adulte. Ils ne sont même pas

d'accord sur les calories nécessaires à celui-ci. Cependant Ja plupart d’entre eux concluent qu’un ouvrier adulte pesant