INDICES DES PRIX POUR LES DIVERS RÉGIMES

(1908 — 10.000) Régime 1908 1909 1910 1911 1912 1913 A 10.000 | 9748 | 10.378 | 10.683 | 11.560 | 11 530 B 10.000 | 9.766 | 10.367 | 10.671 | 11.536 | 11 543 c 10.000 | 9.78% | 10.336 | 10.660 | 11.512 | 11.579 D 10.000 | 9.802 | 10.345 | 10 649 | 11.488 | 11.573 E 10.000 | 9.820 | 10.333 | 10 637 | 11.465 | 11.590 F 10.000 | 9.838 | 10.322 | 10.626 | 11 442 | 10.605

Les différences sont si faibles qu’on peut admettre qu'on

obtiendrait un résultat exact en adoptant pour toute la période un régime unique, par exemple ire, ou EE cemquisTe” vient au même. Dans cet exemple un régime une fois adopté peut être conservé pendant cinq ans sans inconvénient.

Lorsque le Board of Trade a revisé en 1914 son indice des prix de détail, établi à la suite d’une enquête faite en 190% sur 1944 budgets de famille, il a reconnu qu'à part une légère retouche pour introduire la margarine, il n'y avait aucune modification à apporter au budget-type établi 10 ans auparavant. De même le professeur Bowley à montré (1) que même si la margarine avait remplacé le beurre dans une forte proportion et la viande importée la viande indigène, et si les quantités de sucre et d'œufs consommées avaient été réduites, l’indice des prix de détail qui était alors de 178 avec l’ancien régime serait encore resté supérieur à 170.

D’une manière générale un régime-type peut donc être conservé pendant un certain nombre d’années, variable selon que les prix relatifs sont plus ou moins dispersés et que les habitudes des consommateurs sont établies d’une facon plus ou moins fixe. S'il vient à être démontré que des changements substantiels se sont produits dans la nature et la quantité des denrées consommées, il faudr4 adopter ur nouveau régime-type et former une nouvelle série d’indices d’après le nouveau régime, Il est préférable, pour laisser aux indices une signification nette, de ne pas croiser les deux régimes. Il sera bon en général de calculer à la fois les deux indices d’après chacun des régimes-types pendant quelques périodes avant et après le changement de régime.

On assure une pseudo-continuité des deux séries en multipliant les quantités du nouveau régime par un facteur tel que l’indice de l’époque du changement de régime soit le même dans les deux systêmes : précisons que la continuité

(1) Times, 17 janvier 1923.

obtenue n’est qu’apparente et que les deux séries ne peuvent être comparées correctement l’une à l’autre. C’est ainsi qu'aux Etats-Unis, à partir du 1* janvier 1921, le nombre des denrées alimentaires utilisées fut porté de 22 à 43, la pondération fut changée d’après les résultats d’une enquête effectuée en 1818; le Bureau of Labor Statistics continua la publication de l’ancienne série, mais en outre, pour rattacher la nouvelle série à l’ancienne, on calcula le pourcentage de variation pour les 43 articles de décembre 1920 à janvier 1921, et on obtint l’indice de janvier 1921 servant de point de départ à la nouvelle série en appliquant ce pourcentage à l’indice de décembre 1920 de l’ancienne série.

Une méthode analogue fut appliquée à Amsterdam : jusqu'en 1920, le budget-type était calculé en combinant la consommation d’avant et d’après la guerre; puis une nouvelle série fut établie d’après les résultats d’une enquête faite en mars 1920 et l’on prit pour nouvelle base l'indice de mars 1920 dans l’ancienne série.

SECTION 3 Calcul proprement dit des indices des prix de détail

. Quelles sont les denrées que l’on peut utiliser au calcul d’un indice des prix de détail ? Si l’on examine les séries d'indices des prix de détail qui sont actuellement publiées, on est aussitôt frappé par le petit nombre des éléments qu’elles comprennent. La plupart d’entre elles ne comprennent que de 10 à 30 denrées alimentaires, très rarement plus de 50; quelquefois on ajoute aux denrées alimentaires un petit nombre d'articles de chauffage et d’éclairage (alcool, pétrole, charbon, coke, bois) et de nettoyage (savon, amidon, etc.). En France, l'indice des prix de détail ne porte que sur 13 denrées alimentaires et de première nécessité, parce qu’on voulait un indice unique pour toute la France;

on était donc obligé de se limiter aux articles d’une consommation tout à fait générale. Comme pour les indices des prix de gros, les éléments choisis doivent avoir des variations de prix en corrélation aussi faible que possible entre elles et aussi forte que possible avec celles des éléments négligés. A la différence de ce que nous verrons pour les indices du minimum d'existence, il n’est nullement nécessaire de prendre en considération tous les éléments de la dépense des intéressés, pourvu que la corrélation indiquée existe.

Le D' Mangold a soutenu (1) qu’on peut sans inconvénient diminuer beaucoup le nombre des éléments des indices des prix de détail et qu'en particulier on pourrait réduire les 42 éléments de l’indice basé sur les prix de l’Union suisse des coopératives de consommation à 18 ou même 15, sans en changer la variation. Cette conclusion à été vivement combattue par M. Brüschweiler (2) qui a contesté qu'on puisse trouver un petit choix de marchandises qui varie comme l’ensemble des marchandises. Tout dépend, comme nous l’avons vu pour les indices des prix de gros, de la corrélation qui existe entre les variations de prix des différentes denrées alimentaires.

Comme dans toute comparaison, il est indispensable que les éléments soient susceptibles d’être définis et identifiés avec précision, et que leur identité se maintienne pendant toute la durée d'application de l'indice. A vrai dire, ici plus encore que pour les indices des prix de gros, ce n’est pas l'identité physique, mais l’identité économique qui importe. Si deux articles analogues, mais non physiquement identiques, se sont remplacés mutuellement dans la consommation, il n'y a pas à se préoccuper de cette substitution, Quand une loi vient prescrire par exemple qu’au lieu de pain de pure farine de blé, il ne pourra plus être mis en vente que du pain contenant une proportion donnée de farines de suc-