DE

fin de HSE déc. juin déc.| juin| déc.

Il | |

| Budget familial. 172 | 169 | 174 | Consommation globale. | 174 | 174 | 180 | 181 | 173 |

Le Comité Sumner a calculé de même l’indice des prix de détail des denrées alimentaires en Grande-Bretagne pour juin 1918 en prenant pour base les prix de juillet 1914, et en appliquant les chiffres correspondant soit à la consommation de juillet 1914 (formule 6) soit à la consommation de juin 1918 (formule y), ces quantités étant déterminées successivement par voie d'enquête ou par la méthode de la consommation globale (appliquée par le Food Ministry à quelques denrées importantes seulement). Les indices trouvés sont ies suivants :

z MÉTHODE D'après les quantités des enquêtes de la consommation consommées en budgétaires globale juillet 1914 212 218 juin 1918 202 208

La comparaison ne peut conduire à des conclusions bien nettes, car les éléments ne sont pas exactement les mêmes dans les deux méthodes.

Il eût été intéressant d’autre part de comparer, sinon les résultats de la méthode du budget théorique, qui ne peut être appliquée seule, du moins les résultats donnés par la méthode mixte, aux résultats donnés par la méthode des en quêtes budgétaires, mais il ne semble pas que ces deux méthodes aient été appliquées parallèlement. On peut tout au plus comparer la méthode mixte telle qu’elle est appliquée par le Reich à la méthode de Jastrow-Calwer. L’indice du Reich contenait, il est vrai, dès le début de sa publication, quelques articles de chauffage et d’élairage et Le loyer d’un logement de deux pièces et d’une cuisine, en dehors des denrées alimentaires, mais M. Meerwarth l’a recalculé, ainsi que l’indice de Calwer, de manière qu'il représentent tous deux les variations du coût de l'alimentation pour une famille de 5 personnes à Berlin. Les deux sérieg sont alors directement comparables.

Reich Calwer 1920 juillet 100 100 » août 87,45 100,34 » septembre 87,03 96,2% » octobre 97,03 | 109, 47 > novembre 95,85 110,45 » décembre 104,56 | 133,47 1921 janvier 101,80 | 139,50 > février 95,93 129,99 > mars 95,45 137,55 » avril 93, 08 135,04 »> mai 89,99 138, 12 > juin 90, 57 136, 47 » juillet 104,33 135, 70

Si l’on prenait pour base la moyenne juillet 1920-janvier 1921, l’indice pour juillet 1921 serait : 108,41 pour l'indice officiel et 120,32 pour l’indice de Calwer.

On voit que les divergences sont beaucoup plus considérables que dans les exemples précédents.

Nous pouvons donc conclure que les trois méthodes de détermination du budget-type peuvent conduire à des résultats peu différents les uns des autres, mais que les divergences peuvent devenir considérables si les quantités consommées et les prix relatifs sont assez dispersés. On n’est pas en droit de regarder les trois méthodes comme équivalentes. La meilleure méthode est certainement dans le cas général la méthode des enquêtes sur les budgets de ménage, mais ces enquêtes devront porter sur des ménages très nombreux; les dépenses des différents ménages qui répondront à l’enquête seront rendues indépendantes de la composition de chaque ménage par l’emploi de coefficients déduits de la physiologie alimentaire, puis on examinera la dispersion et la distribution des consommations pour déterminer si un indice unique sera suffisamment représentatif pour être susceptüble d'applications pratiques, ou s’il est préférable de

calculer un certain nombre d’indices différents, soit pour des régions cfférentes, soit pour des classes sociales différentes. Si l’on est en période anormale comportant de très fortes dispersions des quantités consommées et des prix relatifs, on pourra fixer à priori, d’après les règles de la physiologie alimentaire, les quantités de chacune des trois grandes catégories de substances alimentaires, et répartir ces quantités entre les divers aliments en s'inspirant le plus possible des habitudes des consommateurs. Enfin si l’on ne peut appliquer ni l’une ni l’autre de ces méthodes et si l’on dispose de statistiques de consommation ou de production offrant quelques garanties d’exactitude, on pourra appliquer la méthode de la consommation globale.

Choix de la formule des indices des prix de détail des denrées alimentaires

L'indice des prix de détail des denrées alimentaires doit être COnÇu, ainsi que nous l’avons vu, comme un indice de >pid; ZPm Qn et q représentent les prix et les quantités consommées des marchandises considérées, t, j, m et n désignant soit l’époque {ou le lieu) de base, soit l’époque (ou le lieu) considérée. Les indices les plus simples que l’on puisse former résulteront donc de la comparaison de deux des quatre expressions :

dépense. La formule la plus simple sera donc où p

Zpoqdo Zpiqi 2 pod:

2p1qo De ces quatre expressions, les deux dernières paraissent purement artificielles : l’expression £piq° représente ce que dépenserait à l’époque t, l’individu considéré s’il consommait les mêmes quantités qu’à l’époque t,; l’expression Epoqi

représente ce qu’il aurait dépensé à l’époque t, s’il avait consommé les mêmes quantités qu'à l’époque t,. Au contraire les expressions Epogo et 2piqi représentent ce qu’il a effectivement dépensé à l’époque t, et à l’époque t,. Mais ce n'est là qu’une apparence, Car il ne s’agit que d’un individu-type et de consommations-types (les prix P,, P,, eux-mêmes ne sont pas des prix réels non plus, à moins qu'il ne s'agisse d’une marchandise bien définie dont le prix ait été uniforme pour toute la région et pendant toute la! durée considérées ; néanmoins ils sont tirés directement de données réelles et sont plus proches de la réalité que les quantités qui entrent dans le calcul de l’indice). Les deux groupes d'expressions Epode, Epiqi d'une part, EPodi, Epido d'autre part, correspondent tous deux à des dépenses théoriques. On dira seulement que 2poqi et Epido représentent des dépenses fictives, Epoqo et ©piqi des dépenses-types réelles.

A l’aide des quatre expressions précédentes, on peut former 12 formules élémentaires, qui sont deux à deux inverses l’une de l’autre. En éliminant les rapports qui ne contiennent que les dépenses fictives et les rapports dans lesquels l’élément du dénominateur qui est variable ne se rapporte pas à l’époque de base, nous restons en présence de 5 formules élémentaires intéressantes :

Epiqi

e exprime le rapport de la dépense à l’époque t,

Ÿ po qo à la dépense à l’époque de base, Cet indice tient compte à la fois des changements dans les prix et des changements dans les quantités consommées entre l’époque de base et l’époque considérée. Nous l’appellerons indice %.

Èp qo

. exprime ce que devient la dépense lorsque les oo

prix varient, mais que les quantités consommées restent constamment ce qu’elles étaient à l’époque de base. C’est la formule bien connue que dans l’étude des indices des prix de gros j'ai appelée P .

=Ppoq l’époque t, à ce qu’elle aurait été à l’époque de base si à cette époque les quantités consommées avaient été égales à ce qu'elles ont été à l’époque t,. C’est la formule que j’ai désignée par Y-.

- exprime le rapport de la dépense-type réelle à

Dans les indices Ê$ et y , seuls les prix varient; les quantités restent fixes : dans l'indice % on admet qu'elles sont constamment égales à ce qu’elles étaient à l’époque de base; dans l’indice y on admet qu’elles sont constamment égales à ce qu’elle sont à l’époque t,..

z à Z poux Èpiq Inversement dans les indices =="

les prix 2 poqo po I

restent constants et ce sont les quantités qui varient. Ün peut donc les considérer comme des indices du niveau de vie. Ils expriment en effet les changements de dépense dûs aux changements dans le niveau de vie.

&. L'indice b= 2°" Z po go rait été la dépense à l’époque de base si les quantités consommées avaient été égales à ce qu’elles sont devenues à l'époque t, (c’est-à-dire si le niveau de vie avait été celui de l’époque t,) et ce que cette dépense a été réellement. Il exprime donc ce qu’aurait été l’influence du changement du niveau de vie sur la dépense à l’époque de base.

exprime le rapport entre ce qu’au-

see 2 pi qi Ë ' " 5. L'indice c= . exprime le rapport de la dépense à 1 {o

l’époque t, à ce que cette dépense aurait été si les quantités consommées étaient restées égales à ce qu’elles étaient à l’époque de base, c’est-à-dire si le niveau de vie était resté celui de l’époque de base. Il exprime ainsi l’influence du changement de niveau de vie sur la dépense à l’époque t,.

Le professeur Bowley a donné (1) un exemple de détermi-

(4) R. S. S., 1919, pp. 341-345.

nation de ces divers indices, à partir des données recueillies par le Comité du coût de la vie, dit Comité Sumner du nom de son président, dont le rapport sur les travailleurs urbains date d'octobre 1918, et par le Comité des salaires agricoles dont le rapport sur les travailleurs ruraux date de mars Dans le premier de ces rapports, on comparait les dépenses d’une famille-type de travailleurs urbains en juin 1918 et en 1914 pour 17 denrées alimentaires, pour lesquelles l'enquête avait déterminé les quantités-types consommées par semaine et les prix aux deux époques comparées. On avait trouvé, l’époque de base t, étant 1914, l’époque considérée t, juin 1918 :

Epoyo —246,5 deniers ma =455,5 deniers

Zpiqo — 524,6 deniers Zpom =225,5 deniers

Les indices que nous avons énumérés se trouvaient donc avoir pour valeur :

= - - = Pi qu 2 Pi o £ 2 Pi qi < a=—— = 190, B==— =212, y = ZT = 202 X podqo Ÿ po do E po qi 5 NS b=— 91 C == 87 Ÿ po go 4 E pod

De même pour les travailleurs agricoles on avait pris en considération 17 denrées alimentaires (dont quelques-unes différaient des denrées consommées par les travailleurs urbains) et l’on avait trouvé, l’époque de base étant 1912, l’époque considérée mars-juin 1918 :

Zpogo — 190,1 deniers rx —347,5 deniers Epigo — 388,2 deniers Ÿron — 173,6 deniers D'où les indices suivants :

déterminée par le Ministry of Food étaient les suivants (époque de base : juillet 1914) :

Ë Y juin 1918 118 108 mars 1919 124 110 avril 1919 117 103

Pour l’indice suisse du D’ Lorenz, calculé à l’aide des prix de l’Union des coopératives de consommation pour 38 articles, l’indice au 1* septembre 1917, rapporté au 1* juin 1914 pour base, est de 192,0 en partant des quantités déterminées par l’enquête de 1912 (formule £ ) et de 156,5 seulement en partant de la consommation évaluée pour 1917 (formule 7 ).

L'indice allemand du D° Kuczynski, dont il sera parlé plus loin, rapporté à mai 1913 pour base, est de 1.600 par la formule & et de 1.300 seulement par la formule y

Ainsi les diverses formules entre lesquelles on peut hésiter pour la mesure du mouvement des prix de détail des denrées alimentaires donnent des résultats assez différents les uns des autres, la différence étant d’ailleurs toujours de même sens pour la période considérée. Quelle est celle de ces formues qu’il convient d’adopter ? Remarquons que la formule

ZE pi qi

x comporte variation des deux éléments prix et

Y po do quantités; ces variations expriment donc à la fois l’effet des variations dans les prix et dans les quantités, sans qu’il soit possible de distinguer dans ces variations ce qui provient des variations des éléments prix et ce qui provient des variations des éléments quantités. En vérité, il est un cas où cette discrimination peut être faite, c’est quand toutes les denrées comprises dans le calcul de l’indice sont rationnées et taxées : la dépense est alors limitée à une somme fixe. Mais dans aucun pays, pendant la guerre, toutes les denrées n’ont été rationnées et taxées. Sauf en Allemagne, le nombre de ces denrées a été relativement assez faible.

Le D’ Jenny a invoqué en faveur de l’indice + l’argument

suivant : il se produit, dit-il, une adaptation constante des consommations aux possibilités, la ménagère répartit sa dépense hebdomadaire de manière à obtenir un ensemble de satisfactions au moins égales à celles qu’elle obtenait à l’époque de base. Il n’y a donc changement dans le niveau de vie qu’en apparence, et en réalité l’indice + ne mesure que l'influence du changement des prix sur la dépense, il mesure le renchérissement effectif, tandis que l'indice £ ne mesurerait que le renchérissement nominal, Le raisonnement du D’ Jenny ne s’applique qu’aux époques de hausse des prix et de rationnement, mais même dans cette hypothèse très spéciale, rien ne dit qu’il soit possible, grâce à l’adaptation dont parle le D' Jenny, de réaliser cette équivalence de læ satisfaction totale, cette constance du niveau de vie, qui pourrait seule justifier l'emploi de la formule « . En outre. on ne saurait faire reposer la justification d’une formule sur l'appréciation subjective de la satisfaction par les ménagères. On doit considérer que l'indice : comporte toujours: à la fois variation des prix et variation du niveau de vie. Or. ce que nous cherchons à mesurer, c’est la variation des prix. Nous sommes donc logiquement conduits à rejeter la formule « et à nous en tenir aux formules qui expriment la variation de dépense causée par la variation des prix pour une même consommation aux deux époques comparées, ce qui revient à admettre l’égalité du niveau de vie à ces deux époques. Nous n’avons ainsi à choisir qu'entre les deux formules £ et y ou leurs croisements. Presque tous les auteurs sont d’accord sur ce point, au moins en ce qui concerne les époques normales, les périodes de liberté économique. L’Institut International de Statistique, dans sa session de 1923, la deuxième Conférence Internationale des Statisticiens du Travail tenue à Genève en 1925, considèrent comme nécessaire l'égalité du niveau de vie aux deux époques comparées. Faut-il adopter £ ou y ? Il n’existe aucune raison théorique de choisir une formule plutôt que l’autre; le choix entre ces deux formules est, comme l’a dit très justement M. Meer-