J. S (2) J. :SS S

«édanés, cette substitution d’une denrée à une denrée un peu différente peut être entièrement négligée dans le calcul d’un indice des prix de détail des denrées alimentaires. L'indice du Bureau of Labor Statistics est remarquable par le soin avec lequel on à assuré l'identité et l’homogénéité des éléments prix; pour la viande notamment, on a établi des schémas de découpage, pour bien fixer la nature des morceaux Cotés; pour le pain, on distingue selon que les prix sont donnés par 16 onces de pâte ou à la livre cuite (ce qu'on a trouvé correspondre à 18 onces de pâte), etc.

Quelles sont les sources auxquelles on peut demander les prix de détail dont on a besoin pour le calcul de l'indice ? D'abord les commerçants détaillants dont la clientèle se recrute dans la classe sociale à laquelle se réfère l’indice : cette condition peut cesser à un moment donné d’être satisfaite, si par exemple les quartiers ouvriers d’une ville se déplacent; dans ce cas il faut avoir soin, comme le fait le Bureau of Labor Statistics américain, de déplacer ses sources d’information, Le Bureau prend soin également de se procurer des cours dans les magasins de tous les types existants anagasins vendant à crédit ou non, livrant à domicile ou non, etc.). Dans certains pays les commerçants détaillants ont l'obligation légale de répondre aux questionnaires qui leur sont adressés en vue du calcul des nombres indices des prix. On peut aussi questionner les coopératives de consommation, organismes dont la clientèle est bien en général celle que concernent les indices calculés. En Suisse par exemple les prix de l’Union des coopératives de consomination ont servi d'excellente base au calcul d’un indice des prix de détail. En France, la Statistique générale de la France publie, parallèlement à son indice ordinaire des prix de détail calculé à l’aide des prix fournis par les maires des villes de plus de 10.000 habitants, une série d'indices calculés à l’aide des prix indiqués par un certain nombre (d’ailleurs variable de mois en mois) de coopératives de consommation. Les deux séries d'indices montrent des variations tout à fait

analogues. Le prix servant au calcul de l’indice peut être soit une moyenne arithmétique simple des prix recueillis dans le milieu auquel se réfère l’indice, soit une moyenne arithmétique pondérée par exemple d’après l'importance de fa clientèle des divers commerçants qui ont indiqué des prix ou d’après le nombre des adhérents des coopératives, soit encore le prix dominant. La centralisation et l’élaboration des données relatives aux prix peuvent être faites ou par les autorités locales (comme dans l’indice officiel français des prix de détail) ou par des agents locaux des autorités centrales : les autorités locales, mieux au courant des conditions économiques locales, sont souvent plus compétentes pour ce travail que les agents de l’autorité centrale, mais la seconde solution permet d’assurer plus d’uniformité dans le calcul. Le choix entre les deux méthodes est une question d'espèce.

Le choix des méthodes de constatation des prix et des sources auxquelles ces prix sont demandés peut cependant parfois avoir une grande influence sur la valeur des indices. C'est ainsi que les modifications apportées par l'Office statistique du Reich en mars 1922 au mode de relevé des prix et au nombre des villes où s’effectuait ce relevé ont obligé à recalculer les indices antérieurs, tellement les différences entre les indices calculés par les deux méthodes étaient considérables:

(les indices ci-dessous comprennent outre des denrées alimeutaires, quelques articles de chauffage et d'éclairage et le loyer)

févr. juin déc. juin déc. févr. avril mai

ancienne série 635 | 845 | 934 | 896 11.550 |1.989 |2.804 |3.048 nouvelle série 106 | 953 |1.047 11.048 11.746 |2.209 13.175 [3.462

Quant aux poids, nous avons vu comment on les calculait. [Il importe toutefois de rappeler ici que ces poids n’ont

pas à être déterminés avec beaucoup de précision. En effet le régime-type est conditionné en grande partie par des nécessités physiologiques. Or il subsiste toujours une certaine équivalence entre les dépenses que peuvent causer les diverses manières de satisfaire à ces nécessités. Ce n’est que quand les conditions de vie de deux collectivités sont très différentes qu’il devient impossible de les comparer valablement. Il serait vain par exemple de comparer deux réghnes dont l’un consisterait surtout en viande, pain, beurre et café, et l’autre en riz, poisson, sucre et thé. Néanmoins des différences très considérables dans le régime-type de consommation ne produisent très souvent que des différences insignifiantes dans les indices correspondants. M. Kribbs (1) a comparé par exemple le coût, d’après les prix en Australie, des régimes suivants : I. Régime du Bureau de recensement et de statistique de la Confédération australienne. IT. Régime de l’enquête anglaise du Board of Trade en 1904. ITT. Régime résultant d’une enquête effectuée dans le Nord de l'Australie et s’appliquant à une famille ouvrière de deux adultes et deux enfants. IV. Régime diététique de Richard Arthur.

1 TAPIE I IT III | IV pain | 1b 121,1 |:2,0 |18,0 120,0 pommes | farine | d° | 6,7-|10,0 | 1,0 | 0,5 de terre |Ib |20,2 |17,0 7,0 | 14,0 thé CANON CRI 005 oignons (a OM ps (SUIS 5,0 » café | d° | 0,05| » » » lait qt | 6,8 | 5 6 1 sucre | d° |10,4 | 5,33| 6,0 | 4,0 fromage 1b2140/31M075 1005 » riz GISI eS Sr 30 l 2.0 beurre O2 Pa A) 1,5 2,0 SATOULRO 0-2) ARTE œufs n. 1"4,9.112,0 115,0 » Æ<onfit. | d° | 1,6 | » 2,001, 0 jambon TOM ONMES » » farine ae bœuf d° | 8,7 ) d'avoine de |'0,8 |» |» 13,3]! mouton | d° | 75 | 6,5 | 45,0 | 16,0 raisins | d° porc d° | 0,8 \ \ secs drR0 RE» » 1,0 | |

On voit combien ces régimes diffèrent. Or l’indice pour l’année 1915, l’année 1912 étant prise pour base, est :

(1) Rapport n° 9, p. 190.

Régime I 125,5 Régime II : 123,2 d' moins les œufs 125,5 d° moins le beurre 125,4 Régime III : 124,3 d° en réduisant la

viande des 2/3 et

augmentant le

pain de 1/3 122,8 Régime VI : 128,8 d° en réduisant seu-

lement la viande

des23 122,3

Moyenne des huit régimes : 124,7

Les différences sont faibles, et même insignifiantes en ce qui concerne les trois premiers régimes. Mais ces différences augmenteraient avec la dispersion des prix.

Si les différences entre les résultats donnés par les formules £ (régime de l’époque de base) et y (régime de l’époque considérée) ont été assez fortes pour les années de guerre ou d’après-guerre, c’est surtout parce que des mesures de rationnement ou de restriction venaient entraver le libre choix des individus. En Allemagne par exemple de très fortes: divergences ont été relevées entre des indices partant de régimes-types différents. C’est que pour certaines denrées 1} existait des prix maxima : pour celles-là le prix relatif était relativement bas. Au contraire pour les denrées qu’il fallait se procurer dans le commerce libre, les prix relatifs étaient particulièrement élevés. On comprend que selon que les. divers régimes contenaient plus ou moins de denrées à prix limités, ou de denrées à prix non contrôlés, les indices corres-. pondants pouvaient présenter de fortes différences. En Grande-Bretagne, la différence entre les indices + et 8 s’est notablement atténuée vers le milieu de 1918, parce que le bacon n’était pas rationné et que les consommateurs comblaient en bacon les insuffisances de leur consommation en denrées rationnées (1).

Il reste un dernier point à examiner, et qui, tout particulier qu’il est, à une assez grande importance, je veux parler de l'inclusion des denrées saisonnières dans la compo-

(1) Bowley, R. S. S., 1919, p. 350.

sition des indices. Il est certain d’une part que les denrées saisonnières (fruits et légumes et dans une certaine mesure œufs) jouent un rôle très important dans l’alimeutation (diverses évaluations concordantes fixent à 1/4 de la dépense alimentaire totale la dépense en denrées saisonnières), d'autre part que ces denrées n’ont pas varié de prix par rapport à l’avant-guerre dans les mêmes proportions que les autres denrées alimentaires. Donc si on ne les comprend pas dans le calcul de l’indice, on fausse celui-ci : en Suisse, par exemple, le D' Mangold estimait en 1922 que l'indice utilisant les prix de l’Union des coopératives était rendu trop fort de 15 à 22 points par l’absence des denrées saisonnières, Et pourtant presque’ aucun indice ne les comprend dans son régime-type : la Labour Gazette, décrivant l’indice officiel anglais des prix de détail, écrit (1) : « Le seul article important omis dans la composition de l’indice, ce sont les fruits et les légumes autres que les pommes de terre; on a dû renoncer à les inclure à cause des larges variations de qualité, des variations saisonnières de l’offre et de la demande et de l’impossibilité résultant d'obtenir des valeurs continues et comparables des prix. » (2) Il est incontestable que la difficulté est sérieuse : les fruits et les légumes sont souvent cotés à la pièce, à la botte, au panier, à la corbeille, etc. Les qualités mises en vente sont très diverses et difficiles à fixer d’une manière précise, les prix subissent des variations notables et brusques, ils diffèrent selon qu’il s’agit de denrées mises en vente sur les marchés ou en boutique,

(1) Mars 1920, p. 118.

(2) De même M. Royal Meeker, commissaire de l’U. S. Bureau of Labor Statistics, à insisté dans une communication au 81e Congrès de l'American Ecomomic Association sur « le caractère profondément décevant de la pomme de terre. invention diabolique si impopulaire chez les auteurs de nombres indices du coût de la vie », et il proposait avec humour de nommer un Comité mixte de l'Américain Economic Association et de l’Americain Statistical Association pour étudier les pommes de terre et déterminer quand une pomme de terre nouvelle devient ce qu’on peut appeler une pomme de terre de table et quand une vieille pomme de terre cesse d'être une pomme de terre !

ete, D'autre part il n’est pas possible de les remplacer par des denrées de valeur calorifique totale équivalente puisqu'on a tout lieu de croire que le prix de ces denrées a une allure de variation propre, Même si l’on arrivait à déterminer le prix de ces denrées, leur inclusion soulèverait encore une difficulté : il est impossible en effet de les faire figurer dans le régime-type pour la quantité qui en est consommée en moyenne dans l’année, puisque les quantités qui en sont consommées chaque mois sont très variables. Ce n’est donc pas la consommation annuelle, ou la consommation moyenne qu'il faut considérer, mais, comme l’a fait remarquer M. Mangold (1), la quantité qui en est effectivement achetée dans le mois considéré. On serait amené ainsi à former 12 budgets mensuels distincts, comprenant des quantités différentes de denrées saisonnières, et à rapporter les prix de chaque mois à ceux du mois correspondant de la période de base. Quelque difficile que soit la question, elle est trop importante pour qu’on la néglige, et il faut s’efforcer d’introduire les denrées saisonnières dans le calcul des indices des prix de détail des denrées alimentaires; on ne saurait malheureusement donner à ce sujet des indications générales. La plupart des indices de cette nature comprennent les pommes de terre, mais M. Mañgold à fait observer que certains consommateurs, même peu aisés, achètent leur provision annuelle de pommes de terre en une seule fois, à l’automne, et bénéficient de prix de demi-gros, tandis que d’autres les achètent au fur et à mesure de leurs besoins et les paient au détail à des prix plus élevés et qui vont en augmentant Jusqu'au début de l’été. Selon les habitudes du milieu auquel se réfère l'indice, et sur lequel aura porté l’enquête, il pourra y avoir lieu d'établir le régime-type en tenant compte de l’un ou l’autre des deux modes d’achat des pommes de terre.