Chapter

1. Introduction à la Méthodologie de l’indice des Prix à la Consommation

Author(s):
International Monetary Fund
Published Date:
November 2006
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1.1 Un indice des prix est une mesure des variations proportionnelles, ou en pourcentage, d’un assortiment de prix au cours du temps. L’indice des prix à la consommation (IPC) mesure les variations des prix des biens et services que les ménages consomment. Ces variations modifient le pouvoir d’achat en volume du revenu des consommateurs et leur bien-être. Étant donné que les prix des différents biens et services n’évoluent pas tous au même rythme, un indice des prix ne peut que refléter la moyenne de leurs variations. On lui assigne d’ordinaire la valeur unitaire ou la valeur 100 pour une période de référence donnée, et les valeurs de l’indice pour d’autres périodes visent à indiquer l’évolution proportionnelle (ou en pourcentage) moyenne des prix, par rapport à cette période de référence. Les indices des prix peuvent aussi être utilisés pour mesurer les différences de niveau des prix entre des villes, des régions ou des pays à un moment donné.

1.2 Pour une large part, ce manuel et les travaux connexes sur les indices des prix s’efforcent de répondre à deux questions essentielles:

  • Quel ensemble de prix l’indice doit-il exactement couvrir?

  • Quelle est la meilleure façon de calculer la moyenne des variations de ces prix?

Ces deux questions sont abordées dans les premières sections de la présente introduction.

1.3 Les indices des prix à la consommation (IPC) mesurent l’évolution des prix des biens et services achetés, ou acquis d’une autre manière, par les ménages, et que ces derniers utilisent directement ou indirectement pour satisfaire à leurs propres besoins. Les indices des prix à la consommation peuvent avoir pour objet de mesurer le rythme de l’inflation telle que le perçoivent les ménages ou l’évolution du coût de la vie pour ces derniers (c’est-à-dire, les variations du montant des dépenses que les ménages doivent consentir pour maintenir leur niveau de vie). Il n’y a aucune raison que ces deux objectifs soient contradictoires. Dans la pratique, la plupart des IPC sont calculés sous forme de moyennes pondérées des variations des prix, en pourcentage, d’un assortiment spécifié ou «panier-type» de produits de consommation dont les pondérations reflètent l’importance relative dans la consommation des ménages pendant une période donnée. Il est important que ces pondérations soient appropriées et récentes.

1.4 Le présent chapitre propose une introduction générale à la méthodologie suivie pour établir les IPC et en donne un aperçu. Il résume les aspects théoriques et pratiques de l’établissement des indices afin de faciliter la lecture et la compréhension des chapitres détaillés qui suivent, dont certains sont par la force des choses assez techniques. Il décrit les diverses étapes de l’établissement des IPC, en commençant par le concept, la définition et l’objet des IPC, avant de présenter les procédures d’échantillonnage et les méthodes d’enquête utilisées pour recueillir et traiter les données sur les prix, puis de résumer la méthode actuelle de calcul de l’indice et les modalités de diffusion de celui-ci.

1.5 L’introduction à la méthodologie de l’IPC doit commencer par une présentation du concept de base de l’IPC et de la théorie des indices qui le sous-tend, et en particulier des propriétés et du comportement des divers types d’indice qui sont utilisés dans le cadre de l’IPC ou pourraient l’être. Il est nécessaire, en principe, de déterminer quel type d’indice calculer avant de réfléchir au meilleur moyen d’estimer celui-ci dans la pratique, compte tenu des ressources disponibles.

1.6 Les principaux points abordés dans le présent chapitre sont:

  • les origines et les utilisations des IPC;

  • les grandes lignes de la théorie des indices, notamment les approches axiomatique et économique des IPC;

  • les indices d’agrégat élémentaire et les IPC globaux;

  • les transactions, activités et ménages couverts par les IPC;

  • le relevé et le traitement des prix, y compris l’ajustement de la qualité;

  • le calcul effectif des IPC;

  • les erreurs et biais possibles;

  • la politique à suivre en matière d’organisation, de gestion et de dissémination.

Dans le manuel, en revanche, les chapitres consacrés à la théorie des indices viennent plus tard; la présentation adoptée dans le présent chapitre ne suit donc pas le même ordre que les chapitres correspondants.

1.7 Cette introduction n’a pas pour objet d’offrir un résumé complet du contenu du manuel. Il s’agit plutôt de présenter brièvement les principales questions d’ordre méthodologique avec lesquelles les lecteurs doivent se familiariser avant d’aborder les chapitres plus détaillés qui suivent. Des questions spécifiques, comme le traitement des produits dont les prix ne peuvent être observés directement, ne sont pas examinées ici, car elles n’ont pas, selon nous, une importance essentielle pour la méthodologie de l’IPC.

Origines et utilisations des indices des prix à la consommation

1.8 Les IPC doivent avoir une utilité. La manière exacte dont ils sont définis et construits dépend en grande partie de l’usage que l’on souhaite en faire et des utilisateurs auxquels ils sont destinés. Ainsi qu’il est expliqué au chapitre 15, les IPC ont une longue histoire qui remonte au XVIIIe siècle. Les indices de Laspeyres et de Paasche, qui sont encore largement utilisés aujourd’hui, ont été proposés pour la première fois dans les années 1870. Ils sont expliqués ci-après. Le concept d’indice du coût de la vie date, quant à lui, du début du XXe siècle.

1.9 Traditionnellement, l’établissement d’un IPC visait notamment à compenser l’inflation pour les salariés en ajustant leur taux de salaire en proportion de la variation en pourcentage de l’IPC, selon la procédure dite d’indexation. Pour cette raison, les IPC officiels ont longtemps relevé de la compétence des ministres du travail. Cela dit, ils sont désormais établis, pour la plupart d’entre eux, par les offices nationaux de statistique. Un IPC conçu spécifiquement pour indexer les salaires est qualifié d’indice de compensation.

1.10 Les IPC ont trois caractéristiques techniques importantes. Ils sont publiés fréquemment, d’ordinaire tous les mois mais parfois chaque trimestre. Ils sont disponibles rapidement, en général deux semaines après la fin du mois ou du trimestre considéré. Ils sont aussi le plus souvent non révisés. Les IPC tendent à être suivis de près et à recevoir une grande publicité.

1.11 Étant donné que les IPC donnent une information récente sur le taux d’inflation, on en est venu aussi à les utiliser à des fins très diverses, outre l’indexation des salaires. Ainsi,

  • les IPC sont largement utilisés pour indexer les pensions et les prestations de sécurité sociale;

  • les IPC servent aussi à indexer d’autres paiements, comme les charges d’intérêts, les loyers ou les prix des obligations;

  • les IPC sont communément utilisés, par ailleurs, comme valeur approchée du taux d’inflation général, même s’ils ne mesurent que la hausse des prix à la consommation; ils sont également utilisés par des gouvernements et des banques centrales pour fixer des objectifs d’inflation dans le cadre de la politique monétaire;

  • enfin, les données de prix recueillies pour les besoins de l’IPC peuvent servir à l’établissement d’autres indices, tels que les indices des prix utilisés pour déflater les dépenses de consommation des ménages dans les comptes nationaux ou les parités de pouvoir d’achat utilisées pour comparer les niveaux de consommation réels dans différents pays.

1.12 Ces utilisations variées peuvent susciter des conflits d’intérêts. Ainsi, l’utilisation de l’IPC comme indicateur de la hausse du niveau général des prix peut pousser à en étendre la couverture à d’autres éléments que les biens et services consommés par les ménages, ce qui revient à changer la nature et le concept des IPC. Il faut aussi noter que, comme les IPC sont largement utilisés pour indexer toute une gamme de paiements—non seulement les salaires, mais aussi des prestations de sécurité sociale, charges d’intérêts, contrats privés, etc.—, leurs variations mettent en jeu des sommes énormes, ce qui suffit pour qu’ils aient un impact significatif sur les finances publiques. Par conséquent, de petits écarts entre les mouvements des IPC résultant de l’emploi de formules ou de méthodes légèrement différentes peuvent avoir des conséquences financières considérables. La méthodologie de l’IPC est importante du point de vue pratique, et non seulement théorique.

Choix d’un indice

1.13 La première question qui se pose concerne le choix du type d’indice à utiliser. Les nombreuses références à la théorie des indices dans la bibliographie témoignent de l’ampleur des travaux consacrés à ce sujet. De nombreux types de formule mathématique ont été proposés au cours des deux derniers siècles. S’il n’existe pas de formule préférable aux autres en toutes circonstances, la plupart des économistes et des statisticiens semblent être d’avis qu’en principe, la formule d’indice choisie devrait appartenir à une classe restreinte d’indices dits superlatifs. On peut attendre des indices superlatifs qu’ils donnent une valeur approchée de l’indice du coût de la vie. Ils ont notamment pour caractéristique de traiter de façon symétrique les prix et les quantités dans les deux périodes comparées. Des indices superlatifs différents tendent à présenter des propriétés similaires, à donner des résultats similaires et à se comporter de façon similaire. Ces propriétés de symétrie font qu’il apparaît souvent souhaitable aussi d’adopter une certaine forme d’indice superlatif, même lorsque l’IPC n’est pas censé être un indice du coût de la vie.

1.14 Lorsqu’un IPC mensuel ou trimestriel est publié pour la première fois, cependant, on constate toujours que les informations sur les quantités et les dépenses pour la période en cours ne sont pas suffisantes pour permettre de calculer un indice symétrique ou superlatif. S’il peut être nécessaire dans la pratique d’opter pour la meilleure solution de rechange, il faut, pour être capable de faire un choix rationnel entre les diverses options possibles, avoir une idée claire de l’indice qui serait préférable en principe. Le choix de celui-ci peut avoir une influence considérable sur des questions pratiques, telles que la fréquence à laquelle les pondérations utilisées dans l’indice devraient être actualisées.

1.15 Les chapitres 15 à 23 du manuel proposent une analyse exhaustive, détaillée, rigoureuse et à jour de la théorie des indices, qui est résumée dans les sections ciaprès. Les propositions et théorèmes énoncés dans ce chapitre sont démontrés dans les chapitres qui suivent, auxquels le lecteur est invité à se reporter pour de plus amples explications.

Indices des prix fondés sur un panier-type de biens et services

1.16 On peut expliquer que l’indice a pour objet de comparer les valeurs des dépenses de consommation des ménages consacrées aux biens et services au cours de deux périodes. Le fait de savoir que les dépenses ont augmenté de 5 % n’a pas une grande valeur informative si l’on ignore quelle part de cette évolution peut être attribuée aux variations des prix des biens et services, et quelle part correspond aux variations des quantités achetées. L’objectif d’un indice est de décomposer l’évolution d’une valeur d’un agrégat entre une évolution de prix et une évolution de volume. Les IPC visent à mesurer la composante «prix» de la variation des dépenses de consommation des ménages. Une des façons de le faire consiste à mesurer, à quantités constantes, l’évolution de la valeur d’un agrégat.

Indices de Lowe

1.17 On obtient une classe très large et très populaire d’indices des prix en définissant ceux-ci comme la variation en pourcentage, entre les périodes comparées, du coût total de l’achat d’un assortiment donné de quantités qualifié en général de «panier-type». La signification d’un tel indice est facile à comprendre et à expliquer aux utilisateurs. Les indices appartenant à cette classe sont qualifiés d’indices de Lowe dans ce manuel, d’après le premier indice de ce type proposé en 1823 (voir chapitre 15). Dans la pratique, la plupart des offices de statistique utilisent, sous une forme ou une autre, un indice de Lowe.

1.18 Soit un panier-type de n produits, assortis de prix pi et disponibles en quantités qi, et deux périodes comparées, 0 et t. L’indice de Lowe, PLo, est défini comme suit:

1.19 En principe, tout ensemble de quantités de biens et services peut servir de panier-type. Le panier-type n’a pas à se limiter aux quantités achetées durant l’une ou l’autre des périodes comparées, ni d’ailleurs durant aucune période spécifiée. Les quantités retenues peuvent être, par exemple, des moyennes arithmétiques ou géométriques de ces mêmes quantités au cours des deux périodes. Pour des raisons pratiques, le panier-type utilisé pour les besoins de l’IPC doit en général être établi à partir d’une enquête sur les dépenses de consommation des ménages effectuée au cours d’une période antérieure aux deux périodes pour lesquelles les prix sont comparés. Par exemple, un IPC mensuel peut commencer en janvier 2000, en posant que janvier 2000 = 100, mais se rapporter à des quantités de biens et services calculées à partir d’une enquête sur des dépenses annuelles effectuée en 1997 ou 1998, ou couvrant ces deux années. Comme il faut du temps pour recueillir et traiter les données sur les dépenses, un délai considérable s’écoule d’ordinaire avant la prise en compte de celles-ci dans le calcul de l’IPC. Le panier-type peut aussi se référer à une année spécifique, alors que l’indice est établi sur une base mensuelle ou trimestrielle.

1.20 La période à laquelle se rapportent les quantités effectivement utilisées dans un IPC est la période de référence des pondérations et sera appelée ici période b. La période 0 est la période de référence des prix. Ainsi que nous venons de le noter, b tend en général à précéder 0, au moins lorsque l’indice est publié pour la première fois, comme nous le supposons ici. Mais b peut correspondre à toute période, y compris à une période située entre 0 et t, si l’indice est calculé quelque temps après t. L’indice de Lowe utilisant les quantités de biens et services de la période b peut s’écrire comme suit:

L’indice peut être écrit et calculé de deux manières: soit comme le ratio de deux agrégats en valeur, soit comme une moyenne arithmétique pondérée des ratios ou rapports de prix, pitpio, pour chaque produit, en utilisant les parts de dépenses hybrides siob comme pondérations. Les dépenses sont dites hybrides parce que les prix et quantités se réfèrent à deux périodes différentes, 0 et b respectivement. Les pondérations hybrides peuvent être obtenues en actualisant les parts de dépenses effectives durant la période b, à savoir pibqib/Σpibqib, par les variations des prix entre les périodes b et 0, en les multipliant par les rapports de prix aux périodes b et 0, à savoir pi0/pib. Les indices de Lowe sont communément utilisés pour les besoins des IPC.

Indices de Laspeyres et de Paasche

1.21 Tout ensemble de quantités peut être utilisé dans un indice de Lowe, mais deux cas spécifiques occupent une place prépondérante dans les études spécialisées et revêtent une importance considérable d’un point de vue théorique. Lorsque les quantités sont celles de la période de référence des prix, donc lorsque b = 0, on obtient un indice de Laspeyres. Lorsque les quantités sont celles de l’autre période, donc lorsque b = t, on obtient un indice de Paasche. Il y a lieu d’examiner plus en détail les propriétés des indices de Laspeyres et de Paasche, ainsi que les relations entre les deux.

1.22 L’indice des prix de Laspeyres, PL, est défini comme suit:

si0 représente la part effective des dépenses consacrée au produit i durant la période 0, à savoir pi0pi0/Σpi0pi0.

1.23 L’indice de Paasche, PP, est défini comme suit:

sit représente la part effective des dépenses consacrée au produit i durant la période t, à savoir, pitpit/Σpitpit. Notons que l’indice de Paasche est une moyenne harmonique pondérée des rapports de prix qui utilise comme pondération les parts effectives des dépenses durant la période la plus récente, t. Il découle de l’équation (1.1) que l’indice de Paasche peut aussi s’exprimer comme une moyenne arithmétique pondérée des rapports de prix utilisant des pondérations de dépenses hybrides, dans lesquelles les quantités de la période t sont valorisées aux prix de la période 0.

Décomposition des variations de la valeur courante au moyen des indices de Laspeyres et de Paasche

1.24 Les indices des quantités de Laspeyres et de Paasche sont définis de la même manière que les indices des prix, en intervertissant simplement les valeurs p et q dans les formules (1.2) et (1.3). Ils résument l’évolution, au cours du temps, des flux de quantités de biens et services consommés. L’indice des quantités de Laspeyres valorise les quantités aux prix fixés de la période la plus ancienne, tandis que l’indice des quantités de Paasche utilise l’indice des prix de la période la plus récente. Le ratio des valeurs des dépenses dans les deux périodes (V) rend compte de l’effet conjugué des variations des prix et des quantités. Quand on utilise les indices de Laspeyres et de Paasche, la variation de valeur ne peut être décomposée exactement en un indice des prix multiplié par un indice des quantités qu’à condition que l’indice des prix (quantités) de Laspeyres soit apparié à l’indice des quantités (prix) de Paasche. Soit PLa et QLa les indices des prix et des quantités de Laspeyres, et PPa et QPa les indices des prix et des quantités de Paasche; nous avons alors PLa Qpa = V et PPaQLa, = V.

1.25 Supposons, par exemple, qu’une série temporelle de dépenses de consommation des ménages aux prix courants dans les comptes nationaux doive être déflatée par un indice des prix pour faire apparaître l’évolution de la consommation en volume. Afin d’établir une série de dépenses de consommation aux prix constants de la période de référence (dont les fluctuations sont identiques à celles de l’indice de volume de Laspeyres), les dépenses de consommation aux prix courants doivent être divisées par une série d’indice des prix de Paasche.

Ratios d’indices de Lowe et de Laspeyres

1.26 L’indice de Lowe est transitif. Le ratio de deux indices de Lowe utilisant la même série de valeurs qb est aussi un indice de Lowe. Par exemple, le ratio de l’indice de Lowe pour la période t + 1, avec comme période de référence des prix 0, divisé par celui de la période t, avec là aussi comme période de référence des prix 0, est:

C’est un indice de Lowe pour la période t + 1, avec comme période de référence des prix t. Ce type d’indice est en fait largement utilisé pour mesurer les fluctuations des prix à court terme, par exemple entre les périodes t et t + 1, même si les quantités peuvent dater d’une période b bien antérieure.

1.27 L’indice de Lowe peut aussi être exprimé sous forme de ratio de deux indices de Laspeyres. Par exemple, l’indice de Lowe pour la période t, avec comme période de référence des prix 0, est égal à l’indice de Laspeyres pour la période t, avec comme période de référence des prix b, divisé par l’indice de Laspeyres pour la période 0, avec là aussi comme période de référence des prix b. Par conséquent,

Indices de Lowe actualisés

1.28 Il est utile de disposer d’une formule qui permette de calculer directement un indice de Lowe sous forme d’indice-chaîne, dans lequel l’indice pour la période t + 1 est obtenu en actualisant l’indice pour la période t. Comme les indices de Lowe sont transitifs, l’indice de Lowe pour la période t + 1, avec comme période de référence des prix 0, peut s’écrire sous la forme du produit de l’indice de Lowe pour la période t, avec comme période de référence des prix 0, et de l’indice de Lowe pour la période t + 1, avec comme période de référence des prix t. Par conséquent,

où les pondérations des dépenses sitb sont des pondérations hybrides définies comme:

1.29 Les pondérations hybrides du type défini à l’équation (1.7) sont souvent décrites comme des pondérations actualisées par les prix. Elles peuvent être obtenues en ajustant les pondérations de dépenses initiales pibqib/Σpibqib par les rapports de prix pit/pib. En actualisant ainsi de b à t les pondérations de dépenses, on peut calculer directement l’indice entre les périodes t et t + 1 comme la moyenne pondérée des rapports de prix pit+1/pit sans se référer à nouveau à la période de référence des prix 0. L’indice peut alors être chaîné à la valeur de l’indice durant la période précédente t.

Interconnexions entre indices de panier-type

1.30 Considérons d’abord la relation entre les indices de Laspeyres et de Paasche. Un des résultats bien connus de la théorie des indices est que si les variations des prix et des quantités (pondérées par les valeurs) sont corrélées de façon négative, l’indice de Laspeyres dépasse alors l’indice de Paasche. Inversement, si les variations pondérées des prix et des quantités sont corrélées de façon positive, l’indice de Paasche dépasse alors celui de Laspeyres. La démonstration en est faite à l’appendice 15.1 du chapitre 15.

1.31 Comme en général ils n’ont pas d’influence sur les prix, les consommateurs réagissent d’ordinaire aux variations de prix en substituant les biens ou les services devenus relativement meilleur marché à ceux qui sont devenus relativement plus chers. Ce phénomène, que l’on appelle effet de substitution, occupe une place prédominante dans ce manuel et, plus généralement, dans les travaux sur les indices. La substitution tend à produire une corrélation négative entre les prix et les quantités relatives, auquel cas l’indice de Laspeyres est plus élevé que l’indice de Paasche, l’écart entre les deux ayant tendance à s’accroître au fil du temps.

1.32 Dans la pratique, toutefois, les offices de statistique ne calculent pas des indices de Laspeyres ou de Paasche, mais plutôt des indices de Lowe tels que ceux qui sont définis dans l’équation (1.1). La question qui se pose alors est celle des liens entre l’indice de Lowe et ceux de Laspeyres et de Paasche. Le chapitre 15 et l’appendice 15.2 montrent que, si les prix relatifs font apparaître des tendances persistantes sur le long terme, et si l’effet de substitution joue effectivement, l’indice de Lowe tendra à dépasser celui de Laspeyres, donc aussi les indices de Fisher et de Paasche. En supposant que la période b précède la période 0, le classement observé dans ces conditions sera le suivant:

En outre, le montant par lequel l’indice de Lowe dépasse les trois autres indices aura tendance à être d’autant plus important que la période b sera antérieure à la période 0.

1.33 La situation de la période b dans le temps est cruciale. Étant donné les hypothèses sur la tendance des prix à long terme et l’effet de substitution, un indice de Lowe tendra à augmenter d’autant plus que la période b sera plus ancienne, ou à diminuer d’autant plus que la période b sera plus récente. S’il est possible que b doive précéder 0 lorsqu’un indice est publié pour la première fois, il n’y a pas de restriction de ce type en ce qui concerne le positionnement de la période b, car les données de prix et de quantités deviennent, avec le temps, disponibles pour des périodes plus récentes. La période b peut alors être avancée dans le temps. Si la période b se situe à mi-chemin entre 0 et t, les quantités sont vraisemblablement équireprésentatives des deux périodes, en supposant une transition à peu près régulière des quantités relatives de la période 0 à celles de la période t. Dans ces conditions, l’indice de Lowe est sans doute proche de celui de Fisher et des autres indices superlatifs, et l’on ne peut pas présumer qu’il présente un biais par excès ou par défaut. Ces questions sont approfondies ci-après, et au chapitre 15.

1.34 Il est important que les offices de statistique prennent en considération ces relations lorsqu’ils décident de la politique à suivre. De toute évidence, le fait de continuer à utiliser de façon répétée, des années durant, une même série de quantités de biens et services pour calculer un IPC peut être une source d’avantages pratiques et d’économies financières. Cependant, il faut s’attendre à ce que le montant par lequel cet IPC dépasse certains indices préférables sur le plan théorique, tel que l’indice du coût de la vie, augmente régulièrement à mesure que la période b à laquelle se réfère la grandeur prise en compte s’éloigne dans le passé. La plupart des utilisateurs interpréteront sans doute cet écart comme un biais par excès. Si ce biais est important, la crédibilité et l’acceptabilité de l’indice risquent d’être compromises.

Indice de Young

1.35 Plutôt que de maintenir constantes les quantités de la période b, les offices de statistique peuvent calculer l’IPC sous forme de moyenne arithmétique pondérée des différents rapports de prix, en maintenant constantes les parts de recettes de la période b. L’indice qui en résulte est appelé dans ce manuel indice de Young, là aussi d’après le premier indice de ce type. L’indice de Young est défini comme suit:

Dans l’indice de Lowe correspondant—l’équation (1.1)—les pondérations sont des parts de recettes hybrides qui valorisent les quantités de la période b aux prix de la période 0. Comme nous l’avons déjà expliqué, la période de référence des prix 0 est en général postérieure à la période de référence des pondérations b, car il faut du temps pour recueillir et traiter les données de recettes. Dans ce cas, l’office de statistique a le choix de supposer que les quantités de la période b restent constantes ou que les parts de dépenses de la période b restent constantes. Elles ne peuvent pas rester toutes les deux constantes si les prix changent entre les périodes b et 0. Si les parts des dépenses sont restées effectivement constantes entre les périodes b et 0, les quantités doivent avoir changé en sens inverse des variations des prix auxquelles elles répondent, ce qui implique une élasticité de substitution égale à l’unité.

1.36 Alors que l’on peut présumer que l’indice de Lowe aura tendance à dépasser celui de Laspeyres, il est plus difficile de faire des généralisations sur la relation entre les indices de Young et de Laspeyres. L’indice de Young pourrait être plus ou moins élevé que celui de Laspeyres selon que les quantités sont plus ou moins sensibles aux variations des prix relatifs. Le chapitre 15 montre que, si les élasticités de substitution sont élevées (supérieures à l’unité), l’indice de Young tend à dépasser celui de Laspeyres, alors que, si les élasticités de substitution sont faibles, l’indice de Young tend à être inférieur à celui de Laspeyres.

1.37 Comme il est expliqué plus loin dans ce chapitre, l’indice de Lowe peut être préféré à celui de Young parce que ce dernier présente certaines propriétés non souhaitables qui l’empêchent de satisfaire à certains tests essentiels pour les indices (voir aussi le chapitre 16).

Indices de Young, Laspeyres et Paasche géométriques

1.38 Dans la version géométrique de l’indice de Young, une moyenne géométrique pondérée des rapports de prix est calculée en utilisant les parts de dépenses de la période b comme pondérations. Elle est définie comme suit:

sib est défini comme précédemment. L’indice de Laspeyres géométrique correspond au cas particulier où b = 0, c’est-à-dire au cas où les parts de dépenses seraient celles de la période de référence des prix 0. De même, l’indice de Paasche géométrique utilise les parts de dépenses de la période t. On notera que ces indices géométriques ne peuvent pas être exprimés sous forme de ratios d’agrégats en valeur dans lesquels les quantités sont fixes. Ce ne sont pas des indices de panier-type, et il n’y a pas de contreparties des indices de Lowe.

1.39 Il est bon de rappeler que, pour toute série de nombres positifs, la moyenne arithmétique est supérieure ou égale à la moyenne géométrique, qui est elle-même supérieure ou égale à la moyenne harmonique, ces égalités étant valables seulement lorsque les nombres sont tous égaux. En cas d’élasticités croisées unitaires de la demande et de parts de dépenses constantes, les indices de Laspeyres et de Paasche géométriques coïncident. Dans ce cas, les indices sont classés dans l’ordre ordinaire, c’est-à-dire: indice de Laspeyres ordinaire ≥ indices de Laspeyres et de Paasche géométriques ≥ indice de Paasche ordinaire, car ces indices sont, respectivement, des moyennes arithmétique, géométrique et harmonique des mêmes rapports de prix utilisant les mêmes séries de pondérations.

1.40 Les indices de Young et de Laspeyres géométriques exigent les mêmes informations que leurs contreparties arithmétiques ordinaires, et peuvent être produits rapidement. Il convient donc de considérer ces indices géométriques comme des options pratiques sérieuses pour le calcul de l’IPC. Comme il sera expliqué plus loin, les indices géométriques sont probablement moins sujets que leurs contreparties arithmétiques aux types de biais évoqués dans les prochaines sections. Leur principal inconvénient est peut-être que, comme ils ne sont pas des indices de panier-type, ils ne sont pas faciles à expliquer ou à justifier auprès des utilisateurs.

Indices symétriques

1.41 Un indice est dit symétrique quand il fait un usage égal des prix et des quantités dans les deux périodes comparées et les traite de manière symétrique. Les statistiques économiques utilisent couramment trois types particuliers d’indice symétrique, qu’il est bon de présenter à ce stade. Comme nous l’avons déjà noté, ces trois indices sont aussi des indices superlatifs.

1.42 Le premier est l’indice des prix de Fisher, PF, défini comme la moyenne géométrique des indices de Laspeyres et de Paasche, c’est-à-dire:

1.43 Le second est l’indice des prix de Walsh, PW C’est un indice de panier-type dont les quantités correspondent aux moyennes géométriques des quantités dans les deux périodes, à savoir,

En optant pour une moyenne géométrique plutôt qu’arithmétique des quantités, on donne une pondération égale aux quantités relatives dans les deux périodes. Les quantités dans l’indice de Walsh peuvent être considérées comme équireprésentatives des deux périodes.

1.44 Le troisième indice est l’indice des prix de Törnqvist, PT, défini comme la moyenne géométrique des rapports de prix pondérée par la moyenne des parts de dépenses dans les deux périodes.

σi est la moyenne arithmétique des parts des dépenses consacrées au produit i au cours des deux périodes.

où les valeurs si sont définies comme dans les équations (1.2) et (1.3).

1.45 L’intérêt théorique de ces indices apparaît plus clairement dans les sections suivantes consacrées aux approches axiomatique et économique des indices.

Indices à base fixe ou indices-chaînes

1.46 Cette question est examinée au chapitre 15. Lorsqu’une série temporelle d’indices de Lowe ou de Laspeyres est calculée en utilisant un assortiment fixe de quantités, celles-ci deviennent peu à peu inactuelles et dépourvues d’intérêt pour les dernières périodes dont les prix sont comparés. La période de référence, dans laquelle les quantités sont fixes, doit être actualisée tôt ou tard, et la nouvelle série d’indice doit être chaînée à l’ancienne. Cette opération, le chaînage, est inévitable à long terme.

1.47 Dans le cas d’un indice-chaîne, chaque chaînage prend la forme d’un indice dans lequel chaque période est comparée à la précédente, les périodes de référence des pondérations et des prix étant avancées à chaque période. Toute formule d’indice peut être utilisée pour établir les liens d’un indice-chaîne. Il est possible, par exemple, d’avoir un indice-chaîne dans lequel l’indice pour t+1 sur t est un indice de Lowe défini par la formule Σpt+1qt–jptqt–j. Les quantités se réfèrent à une période antérieure de j périodes à la période de référence des prix t. Les grandeurs sont avancées d’une période lorsque la période de référence des prix avance d’une période. Si j = 0, l’indice-chaîne de Lowe devient un indice-chaîne de Laspeyres, alors que si j = −1, il devient un indice-chaîne de Paasche.

1.48 Les IPC de certains pays sont, de fait, des indices-chaînes de Lowe de ce type, dont les quantités se réfèrent à une ou plusieurs années précédant la période de référence des prix 0 d’une période fixée. Ainsi, les douze indices mensuels qui vont de janvier 2000 à janvier 2001 et dont la période de référence des prix est janvier 2000 peuvent être des indices de Lowe reposant sur des dépenses de 1998 actualisées par les prix. Les douze indices allant de janvier 2001 à janvier 2002 reposent alors sur les dépenses de 1999 actualisées par les prix, et ainsi de suite.

1.49 Les dépenses sont en retard par rapport à la période de référence des prix d’un intervalle fixe, qui avance d’une année à chaque mois de janvier lorsque la période de référence des prix est avancée, elle aussi, d’une année. Bien que, pour des raisons pratiques, il doive y avoir un décalage entre les quantités et les prix lorsque l’indice est publié pour la première fois, les indices mensuels pour l’année en cours peuvent être recalculés plus tard, en utilisant les données sur les dépenses courantes quand elles deviennent finalement disponibles. De cette manière, l’indice de long terme peut être un indice mensuel chaîné annuellement et assorti de pondérations annuelles actuelles. Cette méthode, qui est expliquée plus en détail au chapitre 9, est utilisée par un office de statistique.

1.50 Un indice-chaîne doit dépendre du sentier d’évolution suivi, c’est-à-dire des prix et des quantités dans toutes les périodes situées entre la première et la dernière période de la série d’indice. Cette dépendance peut être avantageuse ou désavantageuse. Lorsque la transition économique s’effectue de manière progressive de la première à la dernière période, en s’accompagnant d’une évolution régulière des rapports de prix et des quantités, le chaînage tend à réduire l’écart observé entre les indices de Lowe, de Laspeyres et de Paasche, ce qui rend les fluctuations de l’indice moins dépendantes du choix de la formule d’indice retenue.

1.51 Si les prix et les quantités fluctuent pendant les périodes intermédiaires, toutefois, le chaînage risque non seulement d’amplifier l’écart de l’indice, mais aussi de fausser la mesure de la variation totale entre la première et la dernière période. Supposons par exemple que tous les prix, à la dernière période, reviennent à leur niveau initial de la période 0, ce qui implique qu’ils aient fluctué entretemps. Un indice-chaîne de Laspeyres ne reviendra pas à 100, il tendra à être supérieur à 100. S’il y a répétition du cycle et retour périodique des prix à leur niveau initial, un indice-chaîne de Laspeyres tendra à s’écarter de plus en plus de 100, même si l’on n’observe pas de hausse tendancielle des prix sur le long terme. Le chaînage n’est donc pas indiqué quand les prix fluctuent. Lorsque les prix mensuels connaissent des fluctuations saisonnières amples et régulières, par exemple, le chaînage mensuel ne peut pas être recommandé. Les fluctuations saisonnières causent de graves problèmes, qui sont analysés au chapitre 22. Si certains pays actualisent effectivement leurs pondérations de dépenses tous les ans, les indices sur douze mois établis durant chaque année ne sont pas des indices-chaînes, mais des indices de Lowe utilisant des quantités annuelles fixes.

1.52 L’indice de Divisia. Si les prix et les quantités sont des fonctions temporelles continues, il est possible de ventiler la variation de leur valeur totale au cours du temps en deux composantes de prix et de quantités, en suivant la méthode de Divisia. Comme le montre le chapitre 15, l’indice de Divisia peut être calculé mathématiquement en dérivant la valeur (c’est-à-dire les prix multipliés par les quantités) par rapport au temps afin d’obtenir deux composantes: une variation des prix pondérée par la valeur relative et une variation des quantités pondérée par la valeur relative. Ces deux composantes sont définies, respectivement, comme des indices des prix et des quantités. L’indice de Divisia est essentiellement théorique. Dans la pratique, les prix ne peuvent être enregistrés qu’à intervalles discontinus, même s’ils varient continuellement au cours du temps. Un indice-chaîne peut cependant être considéré comme l’approximation discrète d’un indice de Divisia. L’indice de Divisia luimême n’offre que des indications pratiques limitées quant au type de formule d’indice à choisir pour établir les différents liens d’un indice-chaîne.

Approches axiomatiques et stochastiques des indices

1.53 Diverses approches axiomatiques des indices sont expliquées au chapitre 16. Elles visent à déterminer la forme fonctionnelle la mieux adaptée à un indice en spécifiant une série d’axiomes, ou de tests, auxquels l’indice devrait satisfaire. Ces approches mettent en lumière les propriétés des différents types d’indice, dont certaines ne sont pas évidentes intuitivement. Les indices qui ne réussissent pas à satisfaire à certains axiomes ou tests fondamentaux peuvent être rejetés catégoriquement parce qu’ils risquent de se comporter de façon inacceptable. L’approche axiomatique peut aussi être utilisée pour classer les indices en fonction de leurs propriétés souhaitables ou non.

Première approche axiomatique

1.54 La première approche est l’approche traditionnelle des tests lancée par Irving Fisher. Les indices des prix et des quantités sont définis comme des fonctions de deux vecteurs de prix et de deux vecteurs de quantités se rapportant aux deux périodes comparées. Prix et quantités sont considérés comme des variables indépendantes, alors que l’approche économique des indices examinée plus loin suppose que les quantités sont fonction des prix.

1.55 Le chapitre 16 commence par examiner une série de 20 axiomes, mais nous n’en donnerons ici qu’un échantillon à titre d’exemple.

T1: positivité—l’indice des prix et les vecteurs de prix et de quantités qui le composent devraient être positifs.

T3: test d’identité—si le prix de chaque produit est identique dans les deux périodes, l’indice des prix devrait être égal à l’unité quels que soient les vecteurs de quantités.

T5: proportionnalité pour les prix courants—si tous les prix à la période t sont multipliés par le nombre positif λ, le nouvel indice des prix devrait être égal à λ fois l’ancien indice des prix; autrement dit, la fonction d’indice des prix est (positivement) homogène de degré un dans les composantes du vecteur des prix de la période t.

T10: invariance à la modification des unités de mesure (test de commensurabilité)—l’indice des prix ne varie pas si l’on modifie les unités dans lesquelles sont mesurés les produits.

T11: test de réversibilité temporelle—si les données des deux périodes sont interverties, l’indice des prix qui en résulte devrait être égal à l’inverse de l’indice des prix initial.

T14: test de la valeur moyenne pour les prix—l’indice des prix se situe entre le rapport de prix le plus élevé et le rapport de prix le plus bas.

T16: test de limitation par les indices de Paasche et de Laspeyres—l’indice des prix se situe entre les indices de Laspeyres et de Paasche.

T17: monotonie aux prix courants—si un prix de la période t est augmenté, l’indice des prix doit augmenter.

1.56 Certains de ces axiomes ou tests peuvent être considérés comme plus importants que d’autres. De fait, quelques-uns paraissent si raisonnables, foncièrement, que l’on peut supposer que tout indice effectivement utilisé y satisfait. Ainsi, le test T10, ou test de commensurabilité, énonce que si l’unité de quantité dans laquelle on mesure un produit est modifiée (passage du gallon au litre, par exemple), l’indice doit rester inchangé. L’indice de Dutot, qui est défini comme le ratio de la moyenne arithmétique des prix dans les deux périodes, ne satisfait pas à ce test. Comme nous le verrons plus tard, c’est un type d’indice qui est en fait largement utilisé dans les premiers stades du calcul des IPC.

1.57 Prenons par exemple le prix moyen du sel et du poivre. Supposons que l’on ait décidé de modifier l’unité de mesure du poivre en passant des grammes aux onces sans modifier l’unité dans laquelle est mesuré le sel (les kilos, par exemple). Étant donné qu’une once est égale à 28,35 grammes, la valeur absolue du prix du poivre est multipliée par 28, ce qui multiplie effectivement le poids du poivre dans l’indice de Dutot par 28.

1.58 Lorsque les produits couverts par un indice sont hétérogènes et mesurés dans des unités physiques différentes, la valeur de tout indice qui ne satisfait pas au test de commensurabilité dépend du choix purement arbitraire des unités de mesure. D’un point de vue théorique, un tel indice doit être inacceptable. Si les prix se réfèrent à un ensemble strictement homogène de produits qui utilisent tous la même unité de mesure, le test devient sans objet.

1.59 Le test T11, c’est-à-dire le test de réversibilité temporelle, est, lui aussi, important. Il semble raisonnable, en principe, d’exiger que l’on obtienne le même résultat en choisissant l’une ou l’autre des deux périodes possibles comme période de référence des prix: en d’autres termes, indépendamment du fait que la variation soit mesurée en passant de 0 à t (calcul prospectif) ou de t à 0 (calcul rétrospectif). L’indice de Young ne satisfait pas à ce test, car la moyenne arithmétique d’un ensemble de rapports de prix n’est pas égale à l’inverse de la moyenne arithmétique des inverses des rapports de prix. Le fait que la décision arbitraire sur le plan théorique de mesurer la variation des prix de 0 à t (calcul prospectif) donne un résultat différent de celui obtenu en passant de t à 0 (calcul rétrospectif) est considéré par de nombreux utilisateurs comme un sérieux handicap. Les offices de statistique doivent tenir compte du fait que l’indice de Young ne satisfait pas au test de réversibilité temporelle.

1.60 Les indices de Laspeyres et de Paasche ne satisfont ni l’un ni l’autre au test de réversibilité temporelle, pour la même raison que l’indice de Young. Pour un indice de Laspeyres, par exemple, la formule de calcul de PBL de t à 0 (calcul rétrospectif) est la suivante:

Cet indice est identique à l’inverse de l’indice de Paasche (calcul prospectif), et non pas à l’inverse de l’indice de Laspeyres (calcul prospectif). Comme nous l’avons déjà noté, l’indice de Paasche (calcul prospectif) tend à enregistrer une augmentation plus limitée que l’indice de Laspeyres (calcul prospectif), de sorte que l’indice de Laspeyres ne peut pas satisfaire au test de réversibilité temporelle. L’indice de Paasche ne satisfait pas, lui non plus, à ce test.

1.61 Par contre, l’indice de Lowe satisfait au test de réversibilité temporelle à condition que les quantités qib restent fixes lorsque la période de référence des prix est modifiée et passe de 0 à t. Les quantités d’un indice de Laspeyres sont cependant, par définition, celles de la période de référence des prix, et doivent être modifiées à chaque fois que cette période de référence change. Le panier-type utilisé pour un indice de Laspeyres «prospectif» est différent de celui utilisé pour un indice de Laspeyres «rétrospectif» et, par conséquent, l’indice de Laspeyres ne satisfait pas au test de réversibilité temporelle.

1.62 De même, l’indice de Lowe est transitif alors que les indices de Laspeyres et de Paasche ne le sont pas. En supposant qu’un indice de Lowe utilise un assortiment fixe de quantités, qib, quelle que soit la période de référence des prix, il s’ensuit que

Lo0,t est l’indice de Lowe pour la période t, avec la période 0 comme période de référence des prix. L’indice de Lowe qui compare directement t à 0 est le même que celui calculé indirectement sous forme d’indice-chaîne pour les périodes t – k.

1.63 Si, en revanche, l’indice de Lowe est défini de façon à ce que les quantités varient avec la période de référence des prix, comme dans l’indice Σpt+1qt–jptqt–j examiné précédemment, l’indice-chaîne qui en résulte n’est pas transitif. Les indices-chaînes de Laspeyres et de Paasche sont des cas particuliers de ce type d’indice.

1.64 Dans la réalité, les quantités changent et tout l’intérêt du chaînage des indices est de permettre aux quantités d’être actualisées en permanence pour prendre en compte l’univers changeant des produits. Le fait d’assurer la transitivité en maintenant arbitrairement les quantités constantes, notamment sur une très longue période, ne compense pas les biais potentiels introduits par l’utilisation de quantités non actualisées.

Classement des indices selon la première approche axiomatique

1.65 Le chapitre 16 montre non seulement que l’indice des prix de Fisher satisfait aux 20 axiomes recensés, mais aussi, et c’est plus remarquable, qu’il est le seul à pouvoir le faire. Sur la base de cette série d’axiomes, l’indice des prix de Fisher l’emporte donc clairement sur tous les autres indices.

1.66 Les deux autres indices symétriques (et superlatifs) définis dans les équations (1.11) et (1.12) ne se sortent pas aussi bien des 20 tests que l’indice de Fisher. Le chapitre 16 montre que l’indice des prix de Walsh ne satisfait pas aux quatre tests, et que celui de Törnqvist ne satisfait pas aux neuf tests. On peut néanmoins s’attendre à ce que les indices de Törnqvist et de Fisher soient numériquement proches l’un de l’autre lorsque les données suivent une évolution relativement régulière, ainsi que le montre le chapitre 19.

1.67 La liste d’axiomes a inévitablement quelque chose d’arbitraire: c’est une des limites de l’approche axiomatique. Certains axiomes, comme le test de limitation par les indices de Paasche et de Laspeyres auquel les indices de Törnqvist et de Walsh n’ont pu satisfaire, pourraient être considérés comme superflus. Des axiomes ou des tests supplémentaires pourraient être envisagés, et deux axiomes sont d’ailleurs examinés plus loin. La simple application de l’approche axiomatique pose un autre problème: il ne suffit pas de savoir à quels tests les indices ne satisfont pas, il faut aussi savoir dans quelle mesure ils ne peuvent pas le faire. Échouer très nettement à un test majeur, tel que celui de la commensurabilité, peut être jugé suffisant pour éliminer un indice, alors qu’échouer de peu à plusieurs tests n’est pas nécessairement très préjudiciable.

Autres tests

1.68 Prenons un autre test de symétrie. Inverser les rôles des prix et des quantités dans un indice des prix donne un indice des quantités de même forme fonctionnelle que l’indice des prix. Le test de factorité exige que le produit de cet indice des quantités par l’indice des prix initial soit identique à la variation de la valeur de l’agrégat en question. Le test est important si, comme il a été établi précédemment, les indices des prix et des quantités visent à permettre que les variations de valeur des agrégats au cours du temps soient décomposées, de façon économiquement significative, entre leurs composantes de prix et de quantités. Le chapitre 16 donne un autre résultat intéressant: l’indice de Fisher est le seul indice des prix à satisfaire aux quatre minima que constituent les tests T1 (positivité), T11 (réversibilité temporelle), T12 (réversibilité par rapport aux quantités) et T21 (factorité). Comme le test de factorité suppose implicitement que les prix et les quantités se réfèrent à la période 0 ou à la période t, il ne présente pas d’intérêt pour un indice de Lowe dans lequel trois périodes (b, 0 et t) sont prises en compte.

1.69 Ainsi que nous l’avons vu plus haut, le produit de l’indice des prix (des quantités) de Laspeyres par l’indice des quantités (des prix) de Paasche est identique à la variation de la valeur de l’agrégat en question. On peut donc dire que les indices de Laspeyres et de Paasche satisfont à une version faible du test de factorité dans la mesure où, en divisant la variation de valeur par un indice des prix de Laspeyres (ou de Paasche), on obtient un indice des quantités significatif, c’est-à-dire un indice de Paasche (ou de Laspeyres), même si les formes fonctionnelles des indices des prix et des quantités ne sont pas identiques.

1.70 Le chapitre 16 examine aussi le test d’additivité. Celui-ci est plus important du point de vue des indices des quantités que des indices des prix. Les indices des prix peuvent être utilisés pour déflater des variations en valeur en vue d’obtenir des variations implicites en quantité. Ces résultats peuvent être présentés pour des sousagrégats tels que les grandes catégories des dépenses de consommation des ménages. Tout comme les agrégats de dépenses aux prix courants sont par définition obtenus par simple addition des dépenses individuelles, on peut raisonnablement s’attendre à ce que la somme des variations des sous-agrégats d’un indice des quantités soit égale aux variations des totaux—c’est ce que l’on appelle le test d’additivité. Des indices des quantités, comme ceux de Laspeyres et de Paasche, qui utilisent une série commune de prix pour valoriser des quantités durant deux périodes, doivent satisfaire au test d’additivité. De même, l’indice des quantités de Lowe défini par la formule Σpjqtpjq0 est aussi additif. L’indice des quantités de Geary–Khamis (voir annexe 4) utilisé pour des comparaisons internationales en volume de la consommation et du produit intérieur brut (PIB) est un exemple d’indice des quantités de Lowe. Il utilise une moyenne arithmétique pondérée des prix dans les différents pays comme vecteur de prix commun pj pour comparer les quantités dans ces pays.

1.71 De même, on peut utiliser une moyenne des prix au cours des deux périodes pour valoriser les quantités dans les indices intertemporels. Pour que l’indice des quantités satisfasse aussi le test de réversibilité temporelle, la moyenne doit être symétrique. Le test d’invariance à la modification proportionnelle des prix courants (qui correspond au test T7 de la liste énumérée au chapitre 16, à ceci près que les rôles des prix et quantités sont inversés) requiert que l’indice des quantités dépende seulement du niveau relatif des prix dans chaque période, et non pas du niveau absolu. L’indice des quantités de Walsh remplit ce test. Il est additif et satisfait au test de réversibilité temporelle. Il apparaît donc comme un indice des quantités doté de certaines propriétés tout à fait souhaitables.

1.72 Bien que l’indice de Fisher lui-même ne soit pas additif, il est possible de décomposer la variation totale en pourcentage d’un indice des prix (ou des quantités) de Fisher en composantes additives qui reflètent la variation en pourcentage de chaque prix ou quantité. Une décomposition multiplicative similaire est possible pour un indice des prix (ou des quantités) de Törnqvist.

Approche stochastique et seconde approche axiomatique

1.73 Avant de considérer une seconde approche axiomatique, il est bon d’envisager l’approche stochastique des indices des prix. Celle-ci traite les variations ou rapports de prix observés comme s’il s’agissait d’échantillons aléatoires extraits d’un univers défini dont la moyenne peut être interprétée comme le taux général d’inflation. Il se peut toutefois qu’il n’y ait pas un taux d’inflation unique. De nombreux univers possibles peuvent être définis, en fonction des séries de dépenses ou de transactions particulières qui intéressent l’utilisateur. De toute évidence, la moyenne de l’échantillon dépend du choix de l’univers dont il est extrait. Spécifier cet univers revient au même que spécifier le champ d’un IPC. L’approche stochastique répond à des questions comme la forme de moyenne qu’il convient de retenir ou la façon la plus efficace d’estimer celle-ci à partir d’un échantillon de rapports de prix, une fois l’univers défini.

1.74 L’approche stochastique est particulièrement utile lorsque l’univers est réduit à un seul type de produit. Compte tenu des imperfections du marché, les prix auxquels le même produit est vendu à différents points de vente et les changements de prix constatés peuvent varier considérablement. Dans la pratique, les offices de statistique doivent estimer la variation moyenne des prix d’un produit donné à partir d’un échantillon d’observations de prix. Cela pose d’importantes questions méthodologiques, qui sont examinées plus en détail aux chapitres 7 et 20.

Approche stochastique non pondérée

1.75 L’approche stochastique non pondérée de la théorie des indices est expliquée au chapitre 16. Si l’on a effectué un tirage aléatoire simple, la même pondération peut être donnée à chaque rapport de prix relevé. Supposons que chaque rapport de prix puisse être traité comme la somme de deux composantes: un taux d’inflation commun et une perturbation aléatoire de moyenne zéro. La meilleure estimation du taux d’inflation commun, en utilisant les moindres carrés ou la vraisemblance maximale, est la moyenne arithmétique non pondérée des rapports de prix, formule d’indice connue sous l’appellation d’indice de Carli. Cet indice, qui correspond à la version non pondérée de l’indice de Young, sera analysé plus loin, dans le cadre des indices d’agrégat élémentaire.

1.76 Si la composante aléatoire est multiplicative, et non pas additive, la meilleure estimation du taux d’inflation commun est la moyenne géométrique non pondérée des rapports de prix, connue sous l’appellation d’indice de Jevons. L’indice de Jevons peut être préféré à celui de Carli au motif que, contrairement à celui-ci, il satisfait au test de réversibilité temporelle. Ainsi qu’il est expliqué ci-après, cette considération peut être décisive au moment de choisir la forme fonctionnelle à utiliser pour estimer les indices d’agrégat élémentaire établis lors des étapes initiales du calcul de l’IPC.

Approche stochastique pondérée

1.77 Comme il est expliqué au chapitre 16, l’approche stochastique pondérée peut être appliquée à un niveau d’agrégation couvrant des assortiments de produits divers. Ces derniers pouvant être d’une importance économique différente, tous les types de produit ne doivent pas recevoir la même pondération. Les produits peuvent être pondérés en fonction de leur part dans la valeur totale des dépenses ou autres transactions, durant une ou plusieurs périodes. Dans ce cas, l’indice (ou son logarithme) est la valeur escomptée d’un échantillon aléatoire de rapports de prix (ou leurs logarithmes) dont la probabilité de sélection est proportionnelle à la dépense consacrée à ce type de produit dans une ou plusieurs périodes. On obtient des indices différents selon les pondérations retenues et selon que l’on utilise les rapports de prix ou leurs logarithmes.

1.78 Supposons qu’un échantillon de rapports de prix soit sélectionné par tirage aléatoire à probabilité inégale proportionnelle à la dépense consacrée à ce type de produit dans la période de référence des prix 0. La variation de prix escomptée est alors l’indice des prix de Laspeyres pour l’univers considéré. Cependant, d’autres indices peuvent aussi être obtenus en utilisant l’approche stochastique pondérée. Supposons que les deux périodes soient traitées de façon symétrique et que les probabilités de sélection soient proportionnelles aux parts de dépenses (moyenne arithmétique) dans les deux périodes 0 et t. Lorsque ces pondérations sont appliquées aux logarithmes des rapports de prix, la valeur escomptée des logarithmes est l’indice de Törnqvist, connu également sous l’appellation d’indice de Törnqvist–Theil. D’un point de vue axiomatique, le choix d’une moyenne symétrique des parts de dépenses assure que l’indice satisfait au test de réversibilité temporelle, tandis que le choix de la moyenne arithmétique, en tant que distincte d’autres moyennes symétriques, pourrait se justifier par le fait que le test essentiel de proportionnalité pour les prix courants, T5, est par là même satisfait.

1.79 Parce qu’il se concentre sur les variations de prix, l’indice de Törnqvist se présente comme un indice doté de certaines propriétés tout à fait souhaitables. Cela laisse envisager la possibilité d’une seconde approche axiomatique des indices, dans laquelle l’attention ne porte plus sur les prix et quantités utilisés dans l’approche axiomatique traditionnelle, mais sur les variations de prix et les parts en valeur.

Seconde approche axiomatique

1.80 Le chapitre 16 présente une seconde approche axiomatique, dans laquelle l’indice des prix est défini comme une fonction de deux séries de prix, ou de leurs ratios, et de deux séries de valeurs. Si l’indice est invariant à la modification des unités de mesure, autrement dit s’il satisfait au test de commensurabilité, on peut indifféremment spécifier les prix ou leurs ratios. La série de 17 axiomes postulée ici est similaire aux 20 axiomes pris en considération dans la première approche axiomatique.

1.81L’appendice 16.1 montre que l’indice de Törnqvist, ou de Törnqvist–Theil, est le seul indice des prix à satisfaire aux 17 axiomes, tout comme l’indice des prix de Fisher est le seul à satisfaire aux 20 tests dans la première approche. Cependant, l’indice de Törnqvist ne satisfait pas au test de factorité, de sorte que l’indice des quantités implicite obtenu en actualisant la variation en valeur par l’indice des prix de Törnqvist n’est pas l’indice des quantités de Törnqvist. L’indice des quantités implicite n’est donc pas le «meilleur», au sens où il répondrait aux 17 axiomes lorsque ceux-ci seraient appliqués aux indices des quantités plutôt qu’aux indices des prix.

1.82 L’existence de prix égaux à zéro peut causer des problèmes lorsque les indices reposent sur des ratios de prix, notamment s’il s’agit de moyennes géométriques de ratios de prix. En particulier, si certains prix tendent vers zéro, on peut appliquer le test selon lequel l’indice des prix ne devrait pas tendre vers zéro ou vers «plus l’infini». L’indice de Törnqvist n’y satisfait pas. C’est pourquoi il est proposé au chapitre 16 de veiller, quand on utilise cet indice, à maintenir les prix à des valeurs différentes de zéro afin d’éviter que l’indice perde toute signification.

1.83 Enfin, le chapitre 16 examine les propriétés axiomatiques des indices de Lowe et de Young. L’indice de Lowe se sort fort bien de l’approche axiomatique, satisfaisant à la fois aux tests de réversibilité temporelle et de transitivité. L’indice de Young échoue en revanche à ces deux tests, comme les indices de Laspeyres et de Paasche. Ainsi que nous l’avons déjà expliqué, l’intérêt de l’indice de Lowe dépend davantage de la pertinence des pondérations en quantités qui sont fixées pour les deux périodes comparées, c’est-à-dire du positionnement de la période b, que de ses propriétés axiomatiques.

1.84 Bien que les «meilleurs» indices issus des deux approches axiomatiques, à savoir les indices de Fisher et de Törnqvist, ne soient pas les mêmes, ils n’en ont pas moins beaucoup en commun. Ainsi que nous l’avons déjà noté, ils sont tous deux symétriques et superlatifs. Et, bien que leurs formules soient différentes, on peut s’attendre à ce qu’ils se comportent de manière similaire et enregistrent des variations de prix similaires. Il apparaît que, quelle que soit l’approche de la théorie des indices adoptée, c’est le même type d’indice qui montre des propriétés souhaitables, conclusion que corrobore l’approche économique des indices expliquée au chapitre 17.

Indice du coût de la vie

1.85 L’examen de l’indice des prix à la consommation sous l’angle de la théorie économique a conduit à formuler le concept d’indice du coût de la vie. Élaborée dans un premier temps par Konus (1924), la théorie de l’indice du coût de la vie repose sur l’hypothèse du comportement d’optimisation d’un consommateur rationnel. L’indice du coût de la vie pour ce type de consommateur a été défini de façon succincte comme le ratio des dépenses minimales requises pour atteindre un niveau d’utilité, ou de bien-être, donné sous deux régimes de prix différents. On trouvera une définition et une explication plus précises au chapitre 17.

1.86 Alors que l’indice de Lowe mesure la variation du coût de l’achat d’un paniertype de biens et services, telle qu’elle résulte des variations de leurs prix, l’indice du coût de la vie mesure la variation du coût minimum du maintien d’un niveau d’utilité ou de bien-être donné, tel qu’il résulte des variations des prix des biens et services consommés.

1.87 Un indice du coût de la vie peut être mal interprété, car le bien-être des ménages dépend de facteurs matériels et sociaux qui n’ont aucun lien avec les prix. Divers événements peuvent survenir et avoir un impact direct sur le bien-être: c’est le cas, par exemple, pour les catastrophes naturelles ou celles d’origine humaine. Lorsque des événements de ce type se produisent, ils peuvent conduire les ménages à accroître leur consommation de biens et services afin de compenser la perte de bien-être qui en découle pour eux. L’évolution des coûts de consommation déclenchée par des événements autres que des variations de prix est sans objet pour un IPC qui ne vise pas seulement à mesurer l’évolution des prix des biens et services consommés, mais qui est interprété en général par les utilisateurs comme une mesure de l’évolution des prix, et rien de plus. Pour être considéré comme un IPC, un indice du coût de la vie doit donc maintenir constantes non seulement les préférences du consommateur, mais toute la série des facteurs autres que les prix qui influent sur le bien-être et sur le niveau de vie des consommateurs. Si l’IPC a pour but d’être un indice du coût de la vie, il doit être un indice conditionnel lié à:

  • un niveau donné d’utilité ou de bien-être;

  • un ensemble donné de préférences des consommateurs;

  • un état donné de l’environnement physique et social.

Bien évidemment, les indices de Lowe sont, eux aussi, conditionnels, puisqu’ils dépendent du panier-type de biens et services choisi.

1.88 Les indices de Lowe et les indices du coût de la vie ont en commun de pouvoir tous deux être définis comme des ratios de dépenses dans deux périodes. Cependant, alors que les quantités sont par définition fixes dans les indices de Lowe, elles varient en réponse aux changements des prix relatifs dans les indices du coût de la vie. Contrairement à l’approche du panier fixe de la théorie des indices, l’approche économique reconnaît explicitement que les quantités consommées dépendent en fait des prix. Dans la pratique, on peut s’attendre à ce que les consommateurs rationnels ajustent les quantités relatives qu’ils consomment en réponse aux variations des prix relatifs. L’indice du coût de la vie suppose que le consommateur qui cherche à réduire au minimum le coût du maintien d’un niveau d’utilité donné procédera aux ajustements nécessaires. Les paniers-types de biens et services figurant au numérateur et au dénominateur des indices du coût de la vie ne sont donc pas exactement les mêmes.

1.89 On peut faire l’hypothèse que la dépense d’un consommateur rationnel observée durant la période de référence choisie correspond à la dépense minimale requise pour atteindre le niveau d’utilité qui est le sien durant cette période. Pour calculer un indice du coût de la vie reposant sur cette période, il est nécessaire de savoir quelle serait la dépense minimale requise pour atteindre précisément le même niveau d’utilité si les prix en vigueur étaient ceux de la seconde période, toutes choses égales par ailleurs. Les quantités achetées sous ces conditions supposées seront sans doute hypothétiques. Elles ne correspondront pas aux quantités effectivement consommées durant la seconde période si d’autres facteurs, comme les ressources dont dispose le consommateur, ont changé.

1.90 Les quantités requises pour le calcul de l’indice du coût de la vie dans au moins une des périodes ne peuvent probablement pas être observées dans la pratique. L’indice du coût de la vie n’est pas un indice opérationnel susceptible d’être calculé directement. Il s’agit donc de voir s’il est possible de trouver des méthodes qui permettent d’estimer indirectement l’indice du coût de la vie, ou au moins d’en déterminer les limites supérieure et inférieure. Il peut aussi être très utile d’établir les liens entre un indice du coût de la vie et les indices de Lowe, y compris les indices de Laspeyres et de Paasche, qui peuvent être calculés.

Limites supérieure et inférieure d’un indice du coût de la vie

1.91 Il découle de la définition de l’indice de Laspeyres que, si le revenu d’un consommateur devait changer dans les mêmes proportions que l’indice de Laspeyres, ce consommateur devrait avoir la possibilité d’acheter le même panier-type de produits que dans la période de référence. Sa situation ne peut pas empirer. Toutefois, si les prix relatifs ont changé, le consommateur qui maximise son utilité ne continuera pas à acheter les mêmes quantités qu’auparavant. Il pourra atteindre un niveau d’utilité plus élevé en substituant, au moins marginalement, des produits devenus relativement moins chers à ceux qui sont devenus plus chers. Comme l’indice du coût de la vie mesure la variation des dépenses minimales nécessaires pour maintenir un niveau d’utilité constant, l’indice du coût de la vie reposant sur la première période augmentera moins que l’indice de Laspeyres.

1.92 Si l’on suit le même raisonnement, il apparaît que, lorsque les rapports de prix changent, l’indice du coût de la vie reposant sur la seconde période doit augmenter davantage que l’indice de Paasche. Comme il est expliqué plus en détail au chapitre 17, l’indice de Laspeyres donne la limite supérieure de l’indice du coût de la vie reposant sur la première période, et l’indice de Paasche la limite inférieure de l’indice du coût de la vie reposant sur la seconde période. Il convient de noter qu’il y a là deux indices du coût de la vie différents, l’un reposant sur la première période, et l’autre sur la seconde. En général, toutefois, les deux indices du coût de la vie ne risquent guère d’être très différents.

1.93 Supposons que l’indice théorique ciblé soit un indice du coût de la vie, mais que, pour des raisons pratiques, l’IPC soit calculé en fait comme un indice de Lowe dans lequel les quantités se réfèrent à une période b précédant la période de référence des prix 0. Une conclusion importante peut être tirée de cette analyse liminaire: comme on peut s’attendre à ce que l’indice de Lowe dépasse celui de Laspeyres (en posant en hypothèse une tendance à long terme des prix et un effet de substitution donné) et à ce que l’indice de Laspeyres dépasse quant à lui l’indice du coût de la vie, l’indice de Lowe communément utilisé devrait afficher un biais par excès. C’est un point qui a pesé lourdement sur l’attitude de certains pays vis-à-vis des IPC. Le biais découle du fait que, par définition, les indices de panier-type, y compris celui de Laspeyres, ne permettent pas qu’il y ait substitution entre produits en réponse aux variations des prix relatifs. Il est donc qualifié en général de «biais de substitution». L’indice de Paasche devrait afficher un biais de substitution par défaut.

Quelques cas particuliers

1.94 L’étape suivante consiste à déterminer s’il existe des conditions spéciales dans lesquelles il serait possible de mesurer avec exactitude l’indice du coût de la vie. Le chapitre 17 montre que, si les préférences des consommateurs sont homothétiques—c’est-à-dire si les courbes d’indifférence ont toutes la même forme, chacune d’elles étant une expansion ou une contraction uniforme de l’autre—, l’indice du coût de la vie est indépendant du niveau d’utilité sur lequel il repose. Les indices de Laspeyres et de Paasche donnent les limites supérieure et inférieure du même indice du coût de la vie.

1.95 Un cas particulier intéressant se pose lorsque les préférences peuvent être représentées par la fonction dite de «Cobb-Douglas», dans laquelle les élasticités croisées de la demande entre les divers produits sont toutes égales à l’unité. Les consommateurs ajustent les quantités relatives qu’ils consomment en proportion inverse des variations des prix relatifs, de sorte que les parts de dépenses restent constantes. Si les préférences sont représentées par une fonction de Cobb-Douglas, l’indice de Laspeyres géométrique donne une mesure exacte de l’indice du coût de la vie. Comme les dépenses restent constantes au cours du temps, les trois indices géométriques—Young, Laspeyres et Paasche—coïncident les uns avec les autres et avec l’indice du coût de la vie. Bien sûr, les versions arithmétiques de ces indices ne coïncident pas dans ces conditions, car les paniers-types des périodes b, 0 et t sont tous différents puisque l’évolution des prix relatifs entraîne des substitutions.

1.96 L’un des résultats les plus connus de la théorie des indices est que, si les préférences peuvent être représentées par une fonction d’utilité quadratique homogène, l’indice de Fisher donne une mesure exacte de l’indice du coût de la vie (voir chapitre 17). Même si les préférences des consommateurs ne risquent guère de correspondre exactement à cette forme fonctionnelle particulière, ce résultat laisse penser que, d’une manière générale, l’indice de Fisher a de bonnes chances de donner une approximation étroite de l’indice du coût de la vie inconnu, et plus précise certainement que celle obtenue par les indices arithmétiques de Laspeyres ou de Paasche.

Estimation des indices du coût de la vie par des indices superlatifs

1.97 L’intuition—selon laquelle l’indice de Fisher donne une valeur approchée de l’indice du coût de la vie—est corroborée par le raisonnement suivant. Diewert (1976) a observé qu’une fonction quadratique homogène est une forme fonctionnelle souple pouvant donner une approximation au second ordre d’autres fonctions doublement dérivables au même point. Il qualifie ensuite une formule d’indice de superlative lorsqu’elle est exactement égale à l’indice du coût de la vie reposant sur une certaine forme fonctionnelle et lorsque cette forme fonctionnelle est souple, c’est-à-dire quadratique homogène. Les calculs menant à ces résultats, assortis d’explications supplémentaires, sont présentés en détail au chapitre 17. Contrairement à l’indice du coût de la vie reposant sur la fonction d’utilité réelle mais inconnue, l’indice superlatif est un indice effectif qui peut être calculé. Ces résultats ont une portée pratique: ils justifient, sur le plan théorique, que l’on puisse s’attendre à ce qu’un indice superlatif donne, dans un grand nombre de situations, une approximation assez précise de l’indice du coût de la vie.

1.98 Les indices superlatifs en tant qu’indices symétriques. L’indice de Fisher n’est en aucune façon le seul exemple d’indice superlatif. Il existe en fait toute une famille d’indices superlatifs. Le chapitre 17 montre que toute moyenne quadratique d’ordre r est un indice superlatif pour chaque valeur de r ≠ 0. La moyenne quadratique d’un indice des prix Pr d’ordre r est définie comme suit:

si0et sit sont définis comme dans les équations (1.2) et (1.3).

1.99 Il convient de relever la symétrie du numérateur et du dénominateur de l’équation (1.15). L’équation (1.15) se caractérise notamment par le fait qu’elle traite de façon symétrique les variations de prix et les parts de dépenses dans les deux périodes, quelle que soit la valeur assignée au paramètre r. Trois cas particuliers doivent retenir notre intérêt:

  • lorsque r = 2, l’équation (1.1) se réduit à l’indice des prix de Fisher;

  • lorsque r = 1, elle est équivalente à l’indice des prix de Walsh;

  • dans la limite r ⟶ 0, elle est égale à l’indice de Törnqvist.

Ces indices ont été présentés dans un premier temps comme exemples d’indices traitant l’information disponible dans les deux périodes de façon symétrique. L’un et l’autre ont été proposés pour la première fois bien avant que le concept d’indice superlatif soit élaboré.

1.100Choix d’un indice superlatif. Le chapitre 17 pose la question du choix de la formule superlative à retenir dans la pratique. Comme on peut s’attendre à ce que chacune d’elles donne une valeur approchée du même indice du coût de la vie, on peut en déduire qu’elles devraient aussi donner une valeur approchée les unes des autres. Le fait que tous ces indices soient symétriques renforce cette conclusion. Ces conjectures tendent à être corroborées, dans la pratique, par quelques calculs numériques. Aussi longtemps que le paramètre r ne s’éloigne pas trop d’un intervalle allant de 0 à 2, les indices superlatifs tendent à être très proches les uns des autres. En principe, toutefois, il n’y a pas de limite à r et il a été démontré récemment qu’à mesure que r augmente, la formule tend à assigner une pondération croissante aux rapports de prix extrêmes, et que les indices superlatifs qui en résultent peuvent diverger très sensiblement les uns des autres. Ce n’est que lorsque la valeur absolue de r est faible, comme c’est le cas pour les trois indices superlatifs les plus communément utilisés (Fisher, Walsh et Törnqvist), que le choix de l’indice superlatif perd son importance.

1.101 Les indices de Fisher et de Walsh datent de près d’un siècle. L’indice de Fisher doit sa popularité à son approche axiomatique, approche fondée sur les tests, qu’il a lui-même contribué à développer. Comme nous l’avons déjà noté, l’indice de Fisher domine les autres indices quand on utilise la première approche axiomatique, et c’est l’indice de Törnqvist qui domine quand on utilise la seconde approche axiomatique définie plus haut. Le fait que les indices de Fisher et de Törnqvist soient tous deux des indices superlatifs dont l’utilisation peut être justifiée sur le plan économique laisse penser que, d’un point de vue théorique, il n’est peut-être pas possible de les améliorer pour les besoins de l’IPC.

Biais de représentativité

1.102 Le fait que l’indice de Walsh soit un indice de Lowe qui est aussi superlatif porte à croire que le biais des autres indices de Lowe dépend de la mesure dans laquelle leurs quantités s’écartent de celles figurant dans le panier-type constitué pour l’indice de Walsh. La question peut cependant être envisagée sous un autre angle.

1.103 Comme les quantités figurant dans le panier-type constitué pour un indice de Walsh sont des moyennes géométriques des quantités dans les deux périodes, une importance égale est assignée aux quantités relatives, par opposition aux quantités absolues, dans les deux périodes. Le panier-type pour l’indice de Walsh peut donc être considéré comme le plus représentatif des deux périodes. Si l’on attache une égale importance aux schémas de consommation dans les deux périodes, le panier-type optimal pour un indice de Lowe devrait être le panier-type le plus représentatif. L’indice de Walsh devient alors la cible privilégiée, sur le plan théorique, pour un indice de Lowe.

1.104 Supposons que la période b, pour laquelle les quantités sont effectivement utilisées dans l’indice de Lowe, se situe à mi-chemin entre 0 et t. Dans ce cas, et dans l’hypothèse où les quantités relatives tendent à évoluer de façon relativement régulière, le panier-type effectif dans la période b donne probablement une valeur approchée du panier-type le plus représentatif. À l’inverse, plus cette période b est éloignée du point médian entre 0 et t, plus les quantités relatives de la période b risquent de s’écarter de celles du panier-type le plus représentatif. Dans ce cas, l’indice de Lowe entre les périodes 0 et t, qui utilise les quantités de la période b, dépasse vraisemblablement l’indice de Lowe, qui utilise les quantités les plus représentatives, d’un montant d’autant plus important que la période b est plus reculée dans le temps. Si ce dernier indice est la cible, l’écart constaté est le «biais». Ce biais peut être attribué au fait que les quantités de la période b tendent à devenir de moins en moins représentatives d’une comparaison entre 0 et t à mesure que la période b s’éloigne dans le passé. Les facteurs économiques responsables en l’occurrence sont, bien sûr, exactement les mêmes que ceux qui donnent naissance au biais constaté lorsque l’indice cible est l’indice du coût de la vie. On peut donc considérer que certains types d’indice sont biaisés sans invoquer le concept d’indice du coût de la vie. Inversement, les mêmes types d’indice tendent à être préférés, que l’objectif soit d’estimer le biais du coût de la vie ou non.

1.105 Si l’on privilégie les fluctuations des prix à court terme, l’indice cible est un indice entre deux périodes temporelles consécutives t et t + 1. Dans ce cas, le panier-type le plus représentatif doit être avancé d’une période lorsque l’on fait de même pour l’indice. Choisir le panier-type le plus représentatif suppose que l’on ait recours au chaînage. De même, le chaînage est implicite quand l’indice cible est un indice du coût de la vie entre t et t + 1. Dans la pratique, l’univers de produits change lui aussi constamment. Le panier-type le plus représentatif avançant d’une période, il est possible d’actualiser l’assortiment de produits couverts et de prendre en compte l’évolution des quantités relatives des produits qui étaient couverts précédemment.

Données requises et problèmes de calcul

1.106 Étant donné que les indices superlatifs requièrent des données sur les prix et sur les dépenses pour les deux périodes, et que les données sur les dépenses ne sont en général pas disponibles pour la période en cours, il n’est pas possible de calculer un IPC superlatif, au moins au moment où l’IPC est publié pour la première fois. Dans la pratique, les IPC tendent à être des indices de Lowe assortis de quantités fixes ou des indices-chaînes de Lowe actualisés annuellement. Avec le temps, toutefois, les données sur les dépenses requises peuvent devenir disponibles et permettre de calculer un IPC superlatif par la suite. Les utilisateurs trouveront utile que les IPC superlatifs soient publiés rétrospectivement, car cela permet d’évaluer les propriétés et le comportement de l’indice officiel. Les IPC superlatifs peuvent être traités comme des indices qui complètent, plutôt qu’ils ne remplacent, les indices initiaux, si la politique suivie ne consiste pas à réviser l’indice officiel.

1.107 Le chapitre 17 note que, dans la pratique, les IPC sont calculés le plus souvent par étapes (voir aussi les chapitres 9 et 20) et s’applique à répondre à une question: l’agrégation des indices calculés de cette manière est-elle ou non associative? En d’autres termes, ces indices ont-ils les mêmes valeurs s’ils sont calculés en une seule fois ou en deux étapes? L’associativité apparaît parfaite dans le cas de l’indice de Laspeyres, mais inexistante pour les indices superlatifs. Les indices communément utilisés de Fisher et Törnqvist font apparaître quant à eux une associativité relative.

Possibilité de substitution

1.108 Le chapitre 17 examine un autre indice proposé récemment, l’indice de Lloyd-Moulton, PLM, défini comme suit:

Le paramètre σ, qui ne doit pas être négatif, est l’élasticité de substitution entre les produits couverts. Il indique dans quelle mesure, en moyenne, les divers produits sont censés être des produits de substitution les uns pour les autres. Cet indice a pour avantage que l’on peut s’attendre, avec un degré d’approximation raisonnable, à ce qu’il soit exempt de biais de substitution, alors qu’il ne nécessite pas plus de données qu’un indice de Lowe ou de Laspeyres. Il représente donc une possibilité pratique de calcul de l’IPC, même pour les périodes les plus récentes, bien que l’on puisse penser qu’il sera difficile d’obtenir une estimation satisfaisante et acceptable de la valeur numérique de l’élasticité de substitution, paramètre utilisé dans la formule.

Questions d’agrégation

1.109 Nous avons supposé jusqu’à présent que l’indice du coût de la vie reposait sur les préférences d’un consommateur représentatif unique. Le chapitre 18 examine dans quelle mesure les diverses conclusions auxquelles nous avons abouti demeurent valides pour les IPC établis en fait pour des groupes de ménages. La conclusion générale est que, fondamentalement, les mêmes relations restent valables au niveau des données agrégées, même si les questions supplémentaires qui sont alors soulevées peuvent exiger des hypothèses additionnelles.

1.110 L’une de ces questions concerne les pondérations à appliquer aux différents ménages. Les indices agrégés qui pondèrent les ménages en fonction de leurs dépenses sont appelés «ploutocratiques», tandis que ceux qui assignent la même pondération à chaque ménage sont dits «démocratiques». Une autre question est de savoir s’il existe une seule série de prix à un moment donné, ou si des ménages différents se voient appliqués des prix différents. En règle générale, il n’est pas nécessaire, quand on définit les indices agrégés, de supposer que tous les ménages sont confrontés à la même série de prix, même si l’analyse se trouve naturellement simplifiée lorsque c’est le cas.

1.111 Un indice du coût de la vie agrégé ploutocratique suppose que chaque ménage, lorsqu’il doit choisir entre deux séries de prix différentes, réduit au minimum le coût à supporter pour atteindre un niveau d’utilité donné (l’indice du coût de la vie agrégé étant défini comme le ratio des coûts minimums agrégés à l’ensemble des ménages). Comme dans le cas d’un ménage unique, on reconnaît que, pour répondre aux besoins de l’IPC, l’indice du coût de la vie agrégé doit être un indice conditionnel lié à l’état d’un assortiment particulier de variables d’environnement, qui sont en général celles de l’une ou l’autre des périodes comparées. L’environnement doit être compris au sens large, c’est-à-dire non seulement physique, mais aussi politique et social.

1.112 Comme l’indice d’un consommateur représentatif unique, l’indice du coût de la vie agrégé ne peut pas être calculé directement, mais il est parfois possible de calculer des indices de Laspeyres et de Paasche agrégés qui déterminent les limites supérieure ou inférieure de leurs indices du coût de la vie respectifs. S’il n’y a qu’une seule série de prix nationaux, l’indice de Laspeyres ploutocratique agrégé est réduit à un indice de Laspeyres agrégé ordinaire. Comme les indices ploutocratiques agrégés de Laspeyres et de Paasche peuvent en principe être calculés, il en va de même de l’indice de Fisher ploutocratique. On verra, au chapitre 18, que l’on devrait normalement obtenir ainsi une bonne approximation de l’indice du coût de la vie ploutocratique agrégé.

1.113 Enfin, le chapitre 18 conclut que les offices de statistique pourraient en principe construire des indices de Laspeyres, Paasche et Fisher démocratiques et ploutocratiques, pour autant que l’information sur les rapports de prix et les dépenses spécifiques à chaque ménage soit disponible pour les deux périodes. Si les informations sur les dépenses ne sont disponibles que pour la première période, seuls les indices de Laspeyres démocratique et ploutocratique pourront être construits. L’ensemble de données requises est toutefois considérable. Il n’y a guère de chance, dans la pratique, que ces données puissent être disponibles pour chaque ménage et, si c’était le cas, les risques d’erreurs seraient grands.

Données numériques indicatives

1.114 Le chapitre 19 présente certains exemples numériques reposant sur un ensemble de données artificielles. Il ne s’agit pas d’illustrer les méthodes de calcul en tant que telles, mais plutôt de démontrer à quel point l’emploi de formules d’indice diverses peut donner des résultats numériques très différents. Des séries de prix, quantités et dépenses hypothétiques mais économiquement plausibles sont données pour six produits et cinq périodes. En général, les écarts entre les diverses formules tendent à s’accentuer avec la variance des rapports de prix. Ils dépendent souvent aussi de la mesure dans laquelle les prix suivent une évolution régulière ou tendent à fluctuer.

1.115 Les résultats numériques sont frappants. Ainsi, l’indice de Laspeyres affiche une hausse de 44 % sur les cinq périodes, alors que l’indice de Paasche chute quant à lui de 20 %. Les deux indices superlatifs communément utilisés, ceux de Törnqvist et de Fisher, enregistrent pour leur part des hausses de 25 % et 19 %, respectivement, et l’écart qui les sépare n’est que de six points, contre 64 points entre les indices de Laspeyres et de Paasche. Lorsque les indices sont chaînés, les indiceschaînes de Laspeyres et de Paasche affichent des hausses de 33 % et 12 %, respectivement, qui ramènent l’écart entre eux de 64 à 21 points. Les indices-chaînes de Törnqvist et de Fisher enregistrent respectivement des hausses de 22,26 % et 22,24 %, étant pour ainsi dire numériquement identiques. Ces résultats montrent l’importance du choix de la formule d’indice et de la méthode.

Produits saisonniers

1.116 Ainsi qu’il est expliqué au chapitre 22, l’existence de produits saisonniers pose certains problèmes insolubles et crée des difficultés sérieuses pour les compilateurs et les utilisateurs de l’IPC. Sont appelés saisonniers les produits qui:

  • ne sont pas disponibles durant certaines saisons,

  • ou sont disponibles tout au long de l’année, mais à des prix et dans des quantités qui connaissent des fluctuations régulières synchronisées avec la saison ou l’époque de l’année.

Les fluctuations saisonnières sont essentiellement d’ordre climatique ou coutumier. L’évolution de l’IPC d’un mois sur l’autre peut parfois être à tel point dominée par des influences saisonnières qu’il est difficile de discerner les tendances lourdes des prix. On peut appliquer des programmes conventionnels de correction des variations saisonnières, mais ceux-ci ne donnent pas toujours des résultats satisfaisants. La difficulté ne se limite pas à l’interprétation des mouvements de l’IPC, car la saisonnalité crée de réels problèmes de calcul de l’IPC lorsque certains des produits du panier-type tendent à disparaître et réapparaître régulièrement, introduisant une solution de continuité dans la série de prix à partir de laquelle est construit l’IPC. Il n’existe pas de panacée pour la saisonnalité, et le consensus sur la meilleure pratique dans ce domaine reste à trouver. Le chapitre 22 examine différentes modalités de résolution possibles du problème en s’appuyant sur une série de données artificielles pour illustrer les conséquences de l’utilisation des diverses méthodes proposées.

1.117 Exclure les produits saisonniers est une des options possibles, mais cela peut entraîner une réduction inacceptable du champ de l’indice, étant donné que les produits saisonniers représentent parfois une part non négligeable de la consommation totale des ménages. Dans l’hypothèse où ces produits sont retenus, une solution consiste à privilégier non plus les fluctuations de l’indice d’un mois sur l’autre, mais ses variations entre les mêmes mois de deux années successives. Dans certains pays, les médias et d’autres utilisateurs, tels que les banques centrales, ont pris l’habitude de suivre avant tout le taux d’inflation annuel entre le mois le plus récent et le même mois de l’année précédente. Ce chiffre en glissement annuel est beaucoup plus facile à interpréter que les variations d’un mois sur l’autre, qui peuvent être plus volatiles même en l’absence de fluctuations saisonnières.

1.118 Au chapitre 22, cette approche est étendue au concept de moyenne mobile d’indices, qui compare les prix pour les douze mois les plus récents avec les mois correspondants de l’année de référence des prix. Les indices annuels mobiles qui en résultent peuvent être considérés comme des indices des prix corrigés des variations saisonnières. Il apparaît qu’ils fonctionnent bien avec la série de données artificielles. On peut considérer que ces indices sont une mesure de l’inflation sur une année, centrée autour d’un mois précédant d’un semestre le dernier mois de l’indice mobile. Ce décalage peut être désavantageux à certains égards, mais le chapitre 22 montre que, sous certaines conditions, le glissement annuel du mois en cours, conjugué au glissement annuel du précédent, peut donner une prévision fiable de l’indice annuel mobile qui est centré sur le mois en cours. Les indices annuels mobiles et les constructions analytiques similaires ne visent pas, bien sûr, à remplacer l’IPC mensuel ou trimestriel, mais à donner des informations complémentaires qui peuvent présenter un très grand intérêt pour les utilisateurs. Ces indices peuvent être publiés en même temps que l’IPC officiel.

1.119 Les diverses façons de traiter les solutions de continuité provoquées dans les séries de prix par la disparition et la réapparition de produits saisonniers sont examinées au chapitre 22. C’est un domaine, cependant, où la recherche doit encore progresser.

Indices d’agrégat élémentaire

1.120 Ainsi qu’il est expliqué aux chapitres 9 et 20, l’IPC est calculé par étapes. Dans un premier temps, des indices d’agrégat élémentaire sont estimés pour les agrégats de dépenses élémentaires d’un IPC. Dans un deuxième temps, ces indices sont agrégés, ou ramenés à une moyenne, pour obtenir des indices de niveau supérieur utilisant les agrégats de dépenses élémentaires comme pondérations. Un agrégat de dépenses élémentaire regroupe les dépenses consacrées à une série limitée et relativement homogène de produits définis dans le cadre de la classification des produits de consommation utilisée pour l’IPC. Le chapitre 6 explique que les offices de statistique choisissent en général un assortiment de produits représentatifs au sein de chaque agrégat et relèvent ensuite des échantillons de leurs prix à un certain nombre de points de vente. Les agrégats élémentaires servent de strates pour l’échantillonnage.

1.121 Les prix relevés durant la première étape ne sont pas, en général, les prix qui ont été constatés dans les transactions effectives entre unités économiques, mais les prix d’offre auxquels les produits sont proposés dans différents types de point de vente au détail. En principe, toutefois, l’IPC mesure l’évolution des prix payés par les ménages. Ces prix peuvent en fait varier au cours du mois, qui est en général la période de référence pour l’IPC. En principe, donc, la première étape devrait consister à ramener à une moyenne les prix auxquels un produit est vendu durant la période, en gardant à l’esprit que les prix peuvent varier même dans le cas de produits identiques vendus dans le même point de vente. En général, ce calcul n’est pas faisable dans la pratique. Toutefois, avec une caisse enregistreuse électronique où tous les codes-barres des produits sont lus, les valeurs des transactions sont effectivement enregistrées. Il est possible de calculer un prix moyen au lieu d’enregistrer simplement le prix d’offre d’un moment précis. Les données obtenues par lecture optique ont d’ores et déjà commencé à être utilisées aux fins de l’IPC, et l’on peut penser qu’elles prendront de l’importance au fil du temps.

1.122 Une fois les prix de produits représentatifs relevés dans un échantillon de points de vente, la question qui se pose est de savoir quelle formule est la plus indiquée pour construire un indice d’agrégat élémentaire. Ce point est examiné au chapitre 20. Il a été quelque peu négligé, par rapport à d’autres questions, jusqu’à ce qu’une série d’études effectuées dans les années 90 donne des indications beaucoup plus claires sur les propriétés des indices d’agrégat élémentaire et sur leurs forces et faiblesses relatives. La qualité d’un IPC dépend en grande partie de celle des indices d’agrégat élémentaire à partir desquels il est construit.

1.123 Les prix sont relevés pour le même produit au même point de vente pendant une série de périodes successives. En général, donc, un indice d’agrégat élémentaire est calculé à partir de deux séries d’observations de prix appariées. On suppose ici qu’il n’y a pas d’observations manquantes ni de modification de la qualité des produits élémentaires de l’échantillon, de sorte que l’on dispose de deux séries de prix parfaitement appariées. Le traitement des nouveaux produits qui apparaissent ou des produits qui disparaissent, ainsi que des changements de qualité, est en soi une question distincte et complexe. Elle est présentée dans ses grandes lignes ci-après, et examinée plus en détail aux chapitres 7, 8 et 21.

Pondérations au sein des agrégats élémentaires

1.124 Dans la plupart des cas, les indices des prix des agrégats élémentaires sont calculés sans faire explicitement appel aux pondérations de dépenses. Il conviendrait cependant d’utiliser, aussi souvent que possible, des pondérations reflétant l’importance relative des produits élémentaires échantillonnés, même si ce n’est que de façon approximative. Bien souvent, l’agrégat élémentaire est simplement l’agrégat le plus petit pour lequel on dispose d’informations fiables sur les pondérations. L’indice de l’agrégat élémentaire doit alors être calculé sans utiliser les pondérations. Cependant, même dans ce cas, il faut noter que, si les produits élémentaires sont choisis en leur appliquant des probabilités de sélection proportionnelles à la taille de telle ou telle variable pertinente (les ventes, par exemple), la procédure d’échantillonnage introduit implicitement des pondérations.

1.125 Pour certains agrégats élémentaires, les informations sur les ventes de produits élémentaires particuliers, les parts de marché ou les pondérations régionales peuvent être utilisées comme pondérations explicites au sein d’un agrégat élémentaire. Les pondérations au sein des agrégats élémentaires peuvent être actualisées de façon indépendante, et plus souvent peut-être que les agrégats élémentaires eux-mêmes (qui servent de pondérations pour les indices de niveau supérieur).

1.126 Supposons par exemple que le nombre de fournisseurs d’un produit tel que le pétrole soit limité. Les parts de marché des fournisseurs peuvent être connues à partir des statistiques recueillies dans le cadre d’enquêtes sur l’activité économique, et utilisées comme pondérations dans le calcul d’un indice d’agrégat élémentaire pour le prix des produits pétroliers. Autre exemple, les prix de l’eau peuvent être relevés auprès d’un certain nombre de services locaux desservant des régions dont la population est connue. La taille relative de la population de chaque région peut alors être utilisée pour obtenir une valeur approchée des dépenses de consommation relatives afin de pondérer le prix dans chaque région pour obtenir un indice d’agrégat élémentaire pour le prix de l’eau.

Interconnexions entre les différentes formules élémentaires d’indice des prix

1.127 Il est possible d’obtenir des indications utiles sur les propriétés des diverses formules qui ont été utilisées, ou dont l’emploi a été envisagé, pour construire des indices d’agrégat élémentaire en examinant les interconnexions mathématiques qui existent entre elles. Le chapitre 20 en donne une analyse approfondie. Comme il est posé en hypothèses que l’on ne dispose pas de pondérations explicites, les diverses formules considérées font toutes appel à des moyennes non pondérées, c’est-à-dire à des moyennes simples dans lesquelles les divers produits élémentaires reçoivent une pondération égale. Deux grandes options existent pour ces indices d’agrégat élémentaire:

  • une forme de moyenne simple des ratios ou rapports de prix;

  • le ratio d’une forme de moyenne simple des prix dans les deux périodes.

Dans le cas de la moyenne géométrique, les deux méthodes coïncident, car la moyenne géométrique des ratios ou rapports de prix est identique au ratio de leur moyenne géométrique.

1.128 Trois indices d’agrégat élémentaire peuvent être établis à partir de la première des options susmentionnées:

  • une moyenne arithmétique simple des rapports de prix, connue sous l’appellation d’indice de Carli ou PC; l’indice de Carli est la version non pondérée de l’indice de Young;

  • une moyenne géométrique simple des rapports de prix, connue sous l’appellation d’indice de Jevons ou Pj l’indice de Jevons est une version non pondérée de l’indice de Young géométrique;

  • une moyenne harmonique simple des rapports de prix, ou PH.

Comme il a été noté plus haut, quelle que soit la série de nombres positifs considérée, la moyenne arithmétique est supérieure ou égale à la moyenne géométrique, qui est elle-même supérieure ou égale à la moyenne harmonique, les égalités ne restant valables que lorsque les nombres sont tous égaux. Il s’ensuit que PCPjPH.

1.129 Le chapitre 20 montre que les écarts entre les trois indices se creusent lorsque la variance des rapports de prix augmente. Le choix d’une formule devient d’autant plus important que les variations de prix se diversifient. On peut s’attendre à ce que Pj se situe approximativement à mi-chemin entre PC et PH.

1.130 La seconde des options donne trois indices possibles:

  • le ratio des moyennes arithmétiques simples des prix, connu sous l’appellation d’indice de Dutot, ou PD;

  • le ratio des moyennes géométriques simples, connu sous l’appellation d’indice de Jevons, ou Pj;

  • le ratio des moyennes harmoniques simples, ou PH.

Le classement des ratios des différents types de moyenne n’est pas prévisible. Par exemple, l’indice de Dutot, PD, peut être supérieur ou inférieur à celui de Jevons, Pp.

1.131 L’indice de Dutot peut aussi être exprimé sous forme d’une moyenne pondérée des rapports de prix, dans laquelle les prix de la période 0 servent de pondération:

Comparé à l’indice de Carli, qui est une moyenne simple des rapports de prix, l’indice de Dutot donne une pondération plus forte aux rapports de prix des produits dont les prix sont élevés durant la période 0. Il n’en est pas moins difficile de donner un fondement économique rationnel à ce type de pondération. Les prix ne sont pas des dépenses. Si les produits sont homogènes, ils ne seront probablement achetés qu’en très faibles quantités à des prix élevés dans l’hypothèse où les mêmes produits peuvent être obtenus à meilleur marché. S’ils sont hétérogènes, l’indice de Dutot ne devrait de toute manière pas être utilisé, car les quantités ne sont ni commensurables, ni additives.

1.132 S’il est utile d’établir les interconnexions entre les divers indices, celles-ci n’aident pas, concrètement, à choisir un indice. Cependant, comme les différences entre les diverses formules tendent à s’accentuer avec la dispersion des rapports de prix, il est à l’évidence souhaitable de définir les agrégats élémentaires de façon à réduire autant qu’il est possible la variation des mouvements de prix au sein de chaque agrégat. Moins il y a de variation, et moins le choix de la formule d’indice fait de différence. Comme les agrégats élémentaires servent aussi de strates pour les besoins de l’échantillonnage, le fait de réduire au minimum la variance des rapports de prix au sein des strates réduira aussi l’erreur d’échantillonnage.

Approche axiomatique des formules d’indice

1.133 L’approche axiomatique présentée plus haut est un des moyens qui peuvent être mis à profit pour choisir entre les différentes formules d’indice. Une série de tests est appliquée aux indices d’agrégat élémentaire au chapitre 20.

1.134 L’indice de Jevons, PJ, satisfait à tous les tests retenus. Il l’emporte sur les autres indices de la même manière que l’indice de Fisher tend à dominer d’autres indices à un niveau agrégé. L’indice de Dutot, PD, échoue à un seul test, celui de commensurabilité. Cet échec est cependant crucial, car il reflète un point essentiel soulevé précédemment: quand les quantités ne sont pas additives d’un point de vue économique, les prix ne sont pas additifs non plus et ne peuvent donc pas être ramenés à une moyenne significative. Toutefois, PD se comporte bien lorsque les produits élémentaires de l’échantillon sont homogènes. L’important, pour l’indice de Dutot, est donc de déterminer à quel point les produits rassemblés au sein d’un agrégat élémentaire sont hétérogènes. Si les produits ne sont pas suffisamment homogènes pour que leurs quantités soient additives, il faut renoncer à utiliser l’indice de Dutot.

1.135 Bien que l’indice de Carli, PC, ait été largement utilisé dans la pratique, l’approche axiomatique montre qu’il possède certaines propriétés non souhaitables. En particulier, en tant que version non pondérée de l’indice de Young, il échoue aux tests de réversibilité temporelle et de transitivité. C’est un sérieux handicap, dans la mesure surtout où les indices d’agrégat élémentaire sont souvent des indices chaînés mensuellement. Un consensus s’est établi autour de l’idée que l’indice de Carli pourrait être inadéquat parce qu’il risque de présenter un biais positif significatif. C’est ce que montre l’exemple numérique proposé au chapitre 9. L’utilisation de cet indice n’est pas approuvée dans le cadre des indices des prix à la consommation harmonisés en vigueur au sein de l’Union européenne. À l’inverse, la moyenne harmonique des rapports de prix, PH, risque de présenter un biais négatif tout aussi significatif; cela dit, cet indice ne semble pas être utilisé dans la pratique.

1.136 L’approche axiomatique fait apparaître que l’indice de Jevons est l’indice préféré, mais que son utilisation n’est peut-être pas indiquée dans toutes les situations. Si une observation est égale à zéro, la moyenne géométrique est égale à zéro. L’indice de Jevons est sensible aux chutes extrêmes des prix; il peut donc être nécessaire d’imposer des limites supérieure et inférieure aux différents rapports de prix quand on utilise cet indice.

Approche économique des indices d’agrégat élémentaire

1.137 L’approche économique des indices d’agrégat élémentaire est expliquée au chapitre 20. Les produits de l’échantillon pour lesquels les prix sont relevés sont traités comme s’ils constituaient un panier-type de biens et services achetés par des consommateurs rationnels maximisant leur utilité. L’objectif est d’estimer un indice conditionnel du coût de la vie couvrant l’assortiment de produits en question.

1.138 On notera toutefois que les différences entre les prix des produits de l’échantillon ne signifient pas forcément que ces derniers sont de qualité différente. Si les marchés étaient parfaits, les rapports de prix devraient refléter les coûts de production relatifs et les utilités relatives. Il se peut, en fait, que les différences de prix soient tout simplement la conséquence des imperfections du marché. Ainsi, des produits parfaitement identiques peuvent être achetés et vendus à des prix différents dans des points de vente différents pour la simple raison que les consommateurs manquent d’informations sur les prix pratiqués dans les autres points de vente. Les producteurs peuvent aussi pratiquer la discrimination par les prix en faisant payer à différents consommateurs des prix différents pour des produits parfaitement identiques. La discrimination par les prix est une pratique répandue dans de nombreuses activités de services. Lorsque les écarts de prix résultent des imperfections du marché, il ne faut pas s’attendre à ce que les consommateurs réagissent aux variations des rapports de prix des produits comme ils le feraient s’ils étaient bien informés et libres de leurs choix.

1.139 En tout état de cause, si l’on ne dispose pas d’informations sur les quantités ou les dépenses au sein d’un agrégat élémentaire, il n’est pas possible de calculer un indice superlatif, quel qu’il soit. L’indice conditionnel du coût de la vie au niveau d’un agrégat élémentaire ne peut donc être estimé que dans l’hypothèse où certaines conditions spéciales sont remplies.

1.140 Deux cas particuliers présentent un certain intérêt. Le premier est celui dans lequel les préférences sont du type «préférences de Leontief». Dans ces conditions, les quantités relatives restent fixes quels que soient les rapports de prix. Aucune substitution n’a lieu en réponse aux modifications des rapports de prix. Les élasticités croisées de la demande sont nulles. Dans l’hypothèse des préférences de Leontief, l’indice de Laspeyres donne une mesure exacte de l’indice du coût de la vie. Dans ce cas, l’indice de Carli calculé pour un échantillon aléatoire donnerait une estimation de l’indice du coût de la vie si les produits élémentaires étaient choisis avec des probabilités de sélection proportionnelles à leur part dans les dépenses de consommation de la population. Il pourrait apparaître que, si les produits élémentaires étaient choisis avec des probabilités proportionnelles à leur part dans les quantités achetées par la population, l’indice de Dutot calculé pour l’échantillon donnerait une estimation de l’indice de Laspeyres pour la population. Cependant, si l’on suppose que le panier-type de l’indice de Laspeyres contient certains produits hétérogènes dont les quantités ne sont pas additives, les parts de quantités, et par conséquent les probabilités de sélection, sont indéfinies.

1.141 Le second cas a déjà été évoqué précédemment: c’est celui où les préférences peuvent être représentées par une fonction de Cobb-Douglas. Comme nous l’avons déjà expliqué, avec ce type de préférence, l’indice de Laspeyres géométrique donnerait une mesure exacte de l’indice du coût de la vie. Dans ce cas, l’indice de Carli calculé pour un échantillon aléatoire donnerait une estimation non biaisée de l’indice du coût de la vie, à condition que les produits élémentaires soient choisis avec des probabilités proportionnelles à leur part dans les dépenses de la population.

1.142 Dans l’approche économique, le choix entre les indices de Jevons et de Carli pour l’échantillon dépend de la capacité de l’un et de l’autre à donner une approximation plus ou moins juste de l’indice du coût de la vie: en d’autres termes, il dépend de la probabilité que les élasticités croisées de la demande soient plus proches, en moyenne, de l’unité ou de zéro. Dans la pratique, les élasticités croisées peuvent prendre n’importe quelle valeur, jusqu’à «plus l’infini» pour un agrégat élémentaire dans lequel les produits élémentaires de l’échantillon sont strictement homogènes, c’est-à-dire de parfaits produits de substitution. On notera que, dans le cas limite où les produits élémentaires de l’échantillon sont homogènes, il n’y a qu’un seul type de produit et, par conséquent, aucun problème d’indice: l’indice des prix est donné par le ratio des valeurs unitaires dans les deux périodes. On peut supposer qu’en moyenne, les élasticités croisées sont sans doute plus proches de l’unité que de zéro pour la plupart des agrégats élémentaires, de sorte que l’indice de Jevons donne probablement, en règle générale, une approximation plus juste de l’indice du coût de la vie que l’indice de Carli. Dans ce cas, il convient de considérer que l’indice de Carli est entaché d’un biais par excès.

1.143 Il est bon de noter que l’utilisation de l’indice de Jevons n’implique pas, ou ne suppose pas, que les parts de dépenses restent constantes. De toute évidence, la moyenne géométrique des rapports de prix peut être calculée indépendamment du fait que, dans la pratique, les parts des dépenses changent ou non. L’approche économique montre que, si les parts des dépenses restent constantes (ou à peu près constantes), on peut s’attendre alors à ce que l’indice de Jevons donne une bonne estimation de l’indice du coût de la vie. Cette approche apporte un éclairage particulier en montrant que l’indice de Jevons donne sans doute une approximation plus juste de l’indice du coût de la vie que l’indice de Carli, car il est plus probable qu’il y ait un effet de substitution important plutôt que pas d’effet de substitution du tout, surtout si les agrégats élémentaires devaient être délibérément construits de manière à regrouper des produits élémentaires similaires constituant de proches produits de substitution les uns pour les autres.

1.144 La moyenne géométrique de PC et PH, dénommée indice PCSWD au chapitre 20, serait une alternative à l’indice de Jevons, PJ. Elle pourrait être justifiée par le souci de traiter les données des deux périodes de manière symétrique, sans former d’hypothèse particulière quant à la forme des préférences sous-jacentes. Le chapitre 20 montre aussi que la moyenne géométrique de PC et PH est sans doute très proche de PJ, de sorte que ce dernier peut être préféré parce que c’est un concept plus simple et plus facile à établir.

1.145 Nous pouvons conclure que, indépendamment de l’approche choisie, économique ou axiomatique, l’indice de Jevons apparaît comme l’indice généralement préférable, même s’il peut arriver qu’il n’y ait pas (ou qu’il y ait peu) de substitution au sein de l’agrégat élémentaire, auquel cas l’indice de Carli peut être préféré. C’est au statisticien qui établit l’indice de trancher, en fonction de la nature des produits effectivement inclus dans l’agrégat élémentaire.

1.146 Les développements qui précèdent ont aussi apporté des éclaircissements sur certaines propriétés d’échantillonnage des indices d’agrégat élémentaire. Il apparaît en effet que, si les produits de l’échantillon sont choisis avec des probabilités proportionnelles aux dépenses dans la période de référence des prix:

  • l’indice de Carli calculé pour l’échantillon (non pondéré) donne une estimation non biaisée de l’indice de Laspeyres pour la population;

  • l’indice de Jevons pour l’échantillon (non pondéré) donne une estimation non biaisée de l’indice de Laspeyres géométrique pour la population.

Ces résultats restent valables quel que soit l’indice du coût de la vie.

Concepts, champ et classifications

1.147 Le chapitre 3 du manuel vise à définir et à préciser certains concepts de base sur lesquels repose l’IPC, ainsi qu’à expliquer quel est le champ de l’indice, c’est-à-dire quels ensembles de biens et services et de ménages l’indice entend en principe couvrir. Il examine aussi la structure de la classification des biens et services de consommation utilisée.

1.148 L’IPC a pour finalité de mesurer l’évolution des prix des biens et services de consommation, mais un certain nombre de concepts doivent néanmoins être définis avec précision avant qu’il soit possible de donner une définition opérationnelle de cet indice. La consommation est un concept imprécis susceptible d’être interprété de diverses manières, chacune d’elles pouvant conduire à un IPC différent. Il faut aussi décider si l’indice couvrira tous les ménages ou seulement un groupe particulier de ménages. Le champ de l’IPC est inévitablement influencé par l’usage principal prévu ou supposé de l’indice. Les statisticiens doivent aussi se rappeler que l’indice peut faire office de variable de substitution pour l’indice général des prix ou être utilisé à d’autres fins que celles pour lesquelles il a été conçu.

1.149 Un bien ou service de consommation présente une utilité pour celui qui l’utilise. Il peut être défini comme un bien ou un service que les ménages utilisent, directement ou indirectement, pour satisfaire à leurs besoins et à leurs désirs. Le terme «utilité» doit être interprété au sens large. Il s’agit simplement du terme générique et technique préféré par les économistes pour décrire les avantages ou le bien-être que les individus ou les ménages tirent de l’utilisation d’un bien ou service de consommation.

1.150 En règle générale, l’IPC est considéré comme un indice des prix mesurant l’évolution des prix des biens et services de consommation acquis et utilisés par les ménages. Il est possible, en principe, de définir des indices des prix plus larges dont le champ va au-delà des biens et services de consommation pour inclure les prix d’actifs physiques comme les biens fonciers ou les logements. De tels indices peuvent être utiles comme mesure, au sens large, de l’inflation perçue par les ménages, mais la plupart des IPC se limitent aux biens et services de consommation. Ces derniers peuvent inclure les prix des flux de services fournis par des actifs tels que les logements, même si les actifs eux-mêmes peuvent être exclus. Quoi qu’il en soit, les prix des actifs financiers comme les obligations, actions et autres titres négociables achetés par les ménages sont en général considérés comme n’entrant pas dans le champ de l’IPC.

Acquisitions et utilisations

1.151 Les moments auxquels les ménages acquièrent et utilisent les biens ou services de consommation ne sont en général pas les mêmes. Les biens sont acquis d’ordinaire à un moment donné et utilisés à un autre moment ou même utilisés de façon répétitive sur une longue période. Le moment de l’acquisition d’un bien est celui du transfert de la propriété juridique ou économique effective de ce bien au consommateur. Dans un contexte de marché, c’est le point où l’acheteur souscrit l’engagement de payer. Un service est acquis au moment où le producteur le fournit, sans qu’il y ait transfert de propriété. Le moment où les acquisitions sont enregistrées et les prix auxquels elles se font doivent aussi être cohérents avec les modalités d’enregistrement des mêmes transactions dans les données sur les dépenses utilisées pour les pondérations.

1.152 Le moment où un paiement survient peut être déterminé principalement par des dispositions institutionnelles et des raisons de commodité administrative. Lorsque les paiements ne se font pas au comptant, un temps considérable peut s’écouler avant que le compte en banque du consommateur ne soit débité pour un achat réglé par chèque, carte de crédit ou dispositif similaire. Le moment auquel ces débits sont finalement effectués est sans objet pour l’enregistrement des acquisitions et des prix. En revanche, lorsque l’acquisition d’un bien ou d’un service est financée par la création d’un nouvel actif financier au moment de cette acquisition, tel qu’un prêt consenti à un acheteur, deux transactions économiquement distinctes ont lieu: l’achat/la vente du bien ou service et la création de l’actif. Le prix à enregistrer est celui qui doit être payé au moment de l’acquisition, quel que soit le mode de financement de l’achat. La mise à disposition de financements peut bien sûr influer sur le prix à payer. Le remboursement consécutif de la dette souscrite par l’acheteur et les charges d’intérêts y afférentes sont des transactions financières distinctes de l’achat du bien ou service dont le prix doit être enregistré. Les charges d’intérêts explicites ou implicites payables sur le montant dépendent du marché des capitaux, de la nature du prêt, de sa durée, de l’évaluation de la capacité de l’emprunteur à rembourser, etc. Ces différents points sont expliqués plus en détail au chapitre 3.

1.153 La distinction entre l’acquisition et l’ utilisation d’un bien ou service de consommation énoncée ci-dessus a conduit à proposer deux concepts d’IPC différents:

  • L’IPC peut viser à mesurer la variation moyenne, entre deux périodes, des prix des biens et services de consommation acquis par les ménages.

  • L’IPC peut également viser à mesurer la variation moyenne, entre deux périodes, des prix des biens et services de consommation utilisés par les ménages pour satisfaire à leurs besoins et à leurs désirs.

La distinction entre le moment de l’acquisition et celui de l’utilisation revêt une importance particulière pour les biens durables et pour certains types de service.

1.154Biens durables et non durables. Il serait plus juste de qualifier les biens «non durables» de biens à usage unique. Par exemple, la nourriture ou la boisson sont utilisées une seule fois pour satisfaire à la faim ou à la soif. De nombreux biens de consommation dits non durables sont en fait extrêmement durables physiquement. Les ménages peuvent détenir des stocks considérables de biens non durables, tels que des denrées alimentaires ou des produits énergétiques, pendant de longues périodes avant de les utiliser.

1.155 Les biens de consommation durables ont pour caractéristique de résister à l’usage. Ils peuvent être utilisés de façon répétée ou continue pour satisfaire aux besoins ou désirs des consommateurs pendant une longue période, qui peut s’étendre sur plusieurs années: c’est le cas, par exemple, des meubles ou des véhicules. Pour cette raison, on dit souvent qu’un bien durable fournit un flux de services aux consommateurs pendant sa période d’utilisation (voir aussi l’encadré 14.3 du chapitre 14). Il existe un parallèle étroit entre les définitions des biens de consommation durables et des actifs immobilisés. Les actifs immobilisés sont définis dans les comptes nationaux comme des biens utilisés de façon répétée ou continue sur de longues périodes dans les processus de production: c’est le cas, par exemple, des immeubles ou autres structures et des biens d’équipement professionnel.

1.156 On trouvera au chapitre 3 la liste des différents types de bien de consommation durable recensés dans la Classification des fonctions de la consommation individuelle (COICOP). Bien sûr, certains biens de consommation durables durent plus longtemps que d’autres, qui sont souvent qualifiés de «semi-durables» dans la COICOP: c’est le cas, par exemple, des vêtements. On notera que les logements sont classés parmi les actifs immobilisés, et non parmi les biens de consommation durables, et ne sont donc pas inclus dans la COICOP. Les logements sont utilisés pour produire des services de logement. Ces services sont consommés, selon le cas, par les locataires ou les propriétaires-occupants, et sont donc inclus dans la COICOP.

1.157 De nombreux services sont durables et ne sont pas totalement consommés ou utilisés au moment de leur acquisition. Certains entraînent des améliorations persistantes dont les consommateurs profitent durablement. Ainsi, les conditions et la qualité de vie des personnes qui reçoivent des traitements médicaux tels que la pose d’une prothèse de hanche ou une opération de la cataracte sont fortement améliorées, et ce de manière permanente. De même, les consommateurs de services d’éducation peuvent en retirer des avantages qui dureront leur vie entière. Les dépenses d’éducation et de santé partagent aussi avec les biens de consommation durables la caractéristique d’être si coûteuses qu’elles doivent souvent être financées par l’emprunt ou la liquidation d’autres actifs.

1.158 Les dépenses consacrées aux biens et services durables sont susceptibles de fluctuer, alors que leur utilisation s’inscrira sans doute dans un processus relativement régulier. Cette utilisation ne peut cependant pas être observée et valorisée directement. Elle ne peut qu’être estimée à partir des hypothèses faites sur le moment et la durée des flux de bénéfices qui en découlent. Pour des raisons qui tiennent en partie aux difficultés d’ordre théorique et pratique que soulève la mesure des utilisations, les offices de statistique tendent à adopter le concept d’acquisition des biens de consommation durables, que ce soit pour les comptes nationaux ou pour les IPC.

1.159Indice des prix à la consommation fondé sur le concept d’«acquisition». Les ménages acquièrent les biens et services destinés à la consommation de quatre manières essentiellement. Ils peuvent:

  • les acheter dans le cadre de transactions monétaires;

  • les produire eux-mêmes à des fins d’autoconsommation;

  • les recevoir comme paiement en nature dans le cadre d’opérations de troc, notamment comme rémunération en nature de travaux effectués;

  • les recevoir d’autres unités économiques, à titre de cadeau ou de transfert.

1.160 Dans son acception la plus large, le champ des biens et services fondé sur le concept d’«acquisition» couvrirait ces quatre catégories, indépendamment de l’unité qui en supporte les coûts. Il inclurait par conséquent tous les transferts sociaux en nature sous forme d’éducation, de santé, de logement et d’autres biens et services fournis aux ménages gratuitement, ou à des prix nominaux, par l’État ou les institutions sans but lucratif (ISL). Les acquisitions totales sont équivalentes à la consommation individuelle effective totale (non institutionnelle) des ménages, telle qu’elle est définie dans le SCN (voir chapitre 14). Les services collectifs fournis par l’État à la communauté dans son ensemble, tels que l’administration publique ou la défense, ne sont pas inclus dans ce total et ne relèvent donc pas du champ de l’IPC.

1.161 Du point de vue de l’État ou des ISL qui les fournissent et qui les payent, les transferts sociaux sont valorisés soit aux prix du marché payés pour eux, soit par leur coût de production. Du point de vue des ménages qui en bénéficient, ces transferts ont un prix nul ou nominal. Pour les besoins de l’IPC, le prix à prendre en compte est celui payé par les ménages. Le prix payé par l’État appartient à un indice des dépenses publiques. Lorsque la dépense des ménages est nulle, les services fournis se voient affecter une pondération égale à zéro dans l’IPC. Cependant, lorsque l’État et les ISL décident de faire payer des biens et services qui étaient auparavant fournis gratuitement, le passage d’un prix zéro à un prix positif peut être saisi par l’IPC, comme le montre le chapitre 3.

1.162Dépenses ou acquisitions. Il convient de distinguer les dépenses des acquisitions. Les dépenses sont encourues par les unités économiques qui en supportent les coûts. Les ménages n’ayant pas à supporter de dépenses pour les transferts sociaux en nature, le champ de leurs dépenses est en général plus étroit que celui de leurs acquisitions. D’autre part, toutes les dépenses ne sont pas monétaires. Il y a dépense monétaire lorsqu’un ménage paye en espèces, par chèque bancaire, par carte de crédit ou souscrit d’une autre manière un engagement à payer. Seules les dépenses monétaires engendrent des prix monétaires pouvant être observés et enregistrés pour les besoins de l’IPC.

1.163 Il y a dépense non monétaire lorsque les ménages payent autrement qu’en espèces. On distingue trois grandes catégories de dépenses non monétaires:

  • Dans les opérations de troc, les ménages échangent entre eux des biens et des services de consommation. Comme les valeurs des biens ou services offerts en paiement constituent des dépenses négatives, les dépenses devraient s’annuler, ce qui fait que les opérations de troc entre ménages sont affectées d’une pondération égale à zéro dans l’agrégat. Concrètement, elles peuvent être négligées pour les besoins de l’IPC.

  • Lorsque des employés sont rémunérés en nature, les biens et services qu’ils achètent sont payés par leur travail, et non pas en espèces. Des valeurs monétaires peuvent être imputées aux dépenses supportées implicitement par les ménages.

  • De même, lorsque des ménages produisent des biens et services pour eux-mêmes, ils en supportent les coûts, dont certains peuvent être monétaires s’ils prennent la forme d’achats d’intrants. Les valeurs monétaires des dépenses implicites consacrées aux extrants produits peuvent être imputées sur la base des prix du marché correspondants. Si ces prix imputés devaient être inclus dans l’IPC, les prix des intrants devraient être exclus pour éviter un double comptage.

1.164Hiérarchie des agrégats de consommation. Il est possible d’adopter une hiérarchie des agrégats de consommation, ainsi qu’il est expliqué au chapitre 14:

  • acquisitions totales de biens et services par les ménages;

  • moins transferts sociaux en nature = dépenses totales des ménages;

  • moins dépenses non monétaires = dépenses monétaires des ménages.

Le choix de l’agrégat de consommation est d’ordre politique. Par exemple, si la principale raison d’établir un IPC est de mesurer l’inflation, le champ de cet indice peut être limité aux dépenses de consommation monétaires des ménages, puisque l’inflation est essentiellement un phénomène monétaire. Les prix des biens et services de consommation impliqués dans les dépenses non monétaires ne peuvent pas être relevés, même s’il est possible de les estimer sur la base des prix constatés dans le cadre de transactions monétaires correspondantes. Les indices des prix à la consommation harmonisés de l’Union européenne, qui visent spécifiquement à mesurer l’inflation dans l’UE, se limitent aux dépenses monétaires.

Indices inconditionnels et conditionnels du coût de la vie

1.165 Les indices du coût de la vie sont expliqués aux chapitres 15 et 17. Ainsi qu’il est noté au chapitre 3, le champ d’un indice du coût de la vie est différent selon que l’indice est conditionnel ou inconditionnel. Le bienêtre d’un ménage dépend non seulement de l’utilité qu’il retire des biens et services qu’il consomme, mais aussi de l’environnement social, politique et physique dans lequel il vit. Un indice inconditionnel du coût de la vie mesure la variation du coût minimum à supporter pour maintenir un niveau de bien-être donné en réponse aux évolutions des différents facteurs susceptibles d’influer sur ce bien-être, tandis qu’un indice conditionnel du coût de la vie mesure la variation du coût minimum à supporter pour maintenir un niveau d’utilité ou de bien-être donné résultant de l’évolution des prix à la consommation, alors que les facteurs d’environnement restent constants.

1.166 Un indice inconditionnel du coût de la vie peut constituer un indice du coût de la vie plus global qu’un indice conditionnel du coût de la vie, mais ce n’est pas un indice des prix plus global. Les indices inconditionnels ne renferment pas plus d’informations sur les prix que les indices conditionnels et ne donnent une meilleure idée de l’impact de l’évolution des prix sur le bien-être. Au contraire, l’impact des variations de prix est d’autant plus dilué et masqué que des variables d’environnement plus nombreuses sont incluses dans le champ d’un indice inconditionnel. Pour pouvoir être considéré comme un indice des prix, un indice du coût de la vie doit être conditionnel.

Types spécifiques de transaction

1.167 Étant donné que l’IPC est, en théorie, un indice qui mesure l’évolution des prix des biens et services de consommation, les dépenses consacrées à des produits élémentaires qui ne sont pas des biens et services de consommation n’entrent pas dans son champ d’application; c’est le cas, par exemple, des dépenses consacrées à des actifs tels que les terres ou les obligations, actions et autres actifs financiers. De même, les paiements qui n’entraînent aucun flux de biens ou services en retour ne rentrent pas dans le champ de l’IPC; c’est le cas, par exemple, du paiement de l’impôt sur le revenu ou des cotisations de sécurité sociale.

1.168Transferts. Il y a transfert lorsqu’une unité économique fournit un bien, un service ou un actif, y compris monétaire, à une autre unité sans recevoir aucun bien, service ou actif en contrepartie. Comme aucun bien ou service n’est acquis lorsqu’un ménage procède à ce type d’opération, les transferts doivent être extérieurs au champ de l’IPC. Pour cette raison, les transferts en espèces obligatoires, tels que les paiements d’impôts directs sur le revenu ou le patrimoine, doivent être extérieurs au champ de l’IPC. Il n’est pas toujours évident, cependant, de déterminer si certains paiements à l’État sont des transferts ou des achats de services. Ainsi, les paiements effectués pour obtenir certains types de licence sont parfois des impôts dissimulés sous un autre nom, alors qu’en d’autres cas, l’État peut fournir un service dans l’exercice de ses missions de supervision, de régulation ou de contrôle. Les dons ou donations doivent être des transferts, et échapper par conséquent au champ de l’IPC. En revanche, les cotisations versées à des clubs ou sociétés par leurs membres en échange d’un certain type de service sont incluses dans ce champ. Les pourboires et autres gratifications peuvent être des cas limites: lorsqu’ils représentent effectivement une part escomptée, voire obligatoire, du paiement d’un service, ils ne constituent pas des transferts et doivent être traités comme un élément du prix payé.

1.169Biens ou services non souhaitables ou illégaux. Tous les biens et services que les ménages achètent de plein gré sur le marché pour satisfaire à leurs besoins et à leurs désirs doivent être inclus, même ceux qui sont considérés par le plus grand nombre comme non souhaitables ou que la loi interdit. Il est possible, bien évidemment, que les biens et services illégaux doivent être exclus dans la pratique au motif que les données requises ne peuvent être recueillies.

1.170Transactions financières. Il y a transaction financière lorsqu’un type d’actif financier est échangé contre un autre, étant entendu que la monnaie est elle-même un actif financier. Par exemple, l’achat d’actions ou d’obligations est une transaction financière. L’emprunt est une transaction financière dans laquelle des espèces sont échangées en contrepartie de la création d’un avoir ou d’un engagement financier.

1.171 Les transactions financières ne donnent pas lieu à une consommation, même si elles peuvent être entreprises dans le but de faciliter une consommation future. Les transactions financières en tant que telles ne sont pas couvertes par les IPC puisque, par définition, elles ne s’accompagnent ni de l’échange d’un bien, ni de la fourniture d’un service. Cependant, certaines transactions «financières» peuvent ne pas l’être totalement parce qu’elles incluent une rémunération de service explicite ou implicite qui s’ajoute à la fourniture d’un actif, tel qu’un prêt. Comme les rémunérations de services constituent l’achat de services par les ménages, elles doivent être incluses dans l’IPC, même s’il est parfois difficile, dans certains cas, d’isoler ces rémunérations de services. Par exemple, les opérations en devises sont des transactions financières dans lesquelles un actif financier est échangé contre un autre. Les fluctuations du prix d’une devise en monnaie nationale résultant des variations du taux de change n’entrent pas dans le champ de l’IPC. En revanche, les commissions perçues lors des opérations de change y sont incluses à titre de rémunération du service rendu par les agents de change.

1.172 Les ménages peuvent emprunter en vue d’engager des dépenses importantes telles que l’achat de biens durables ou d’un logement, mais aussi pour financer des dépenses d’éducation ou de santé élevées, voire des vacances coûteuses. Quel que soit l’objet de l’emprunt, la transaction financière dans le cadre de laquelle le prêt est contracté n’entre pas dans le champ de l’IPC. Le traitement des charges d’intérêts payées sur les prêts est une question distincte qui sera examinée plus loin.

1.173Transactions composites. Ainsi qu’il vient d’être noté, certaines transactions sont dites composites parce qu’elles comprennent deux ou plusieurs composantes pouvant faire l’objet d’un traitement fort différent pour les besoins de l’IPC. Ainsi, une fraction de la prime d’assurance-vie est une transaction financière qui entraîne la création d’une créance financière et n’entre donc pas dans le champ de l’IPC, tandis que le solde consiste en une rémunération de service qui devrait être couverte par l’IPC. Les deux composantes ne sont toutefois pas répertoriées séparément.

1.174 Comme on le verra au chapitre 3, le traitement des charges d’intérêts nominales est délicat, car quatre composantes très différentes du point de vue théorique peuvent entrer en jeu:

  • une charge d’intérêts pure et simple;

  • une prime de risque qui dépend de la solvabilité de l’emprunteur;

  • une commission payable à la banque, au prêteur ou à toute autre institution financière engagée dans des opérations de prêt;

  • un paiement compensant le créancier de la perte de capital réelle subie sur le principal du prêt durant une période d’inflation.

De toute évidence, la quatrième composante n’entre pas dans le champ de l’IPC puisqu’il s’agit d’un flux de capitaux. À l’inverse, la troisième, c’est-à-dire la commission de services, doit manifestement y être incluse. Le traitement des deux premières composantes est controversé. Lorsque l’inflation est élevée ou le marché des capitaux très imparfait, les charges d’intérêts nominales peuvent être totalement dominées par ces deux dernières composantes, qui sont toutes deux très différentes, d’un point de vue théorique, du concept d’intérêt. Par exemple, «l’intérêt» perçu par le prêteur sur gages d’un village peut être pour l’essentiel une rémunération de service élevée. Dans la pratique, il est parfois impossible de ventiler les diverses composantes d’un taux d’intérêt nominal. Le traitement des intérêts nominaux dans leur ensemble reste difficile et parfois controversé.

Production des ménages

1.175 Lorsque les ménages s’engagent dans une production destinée au marché, les transactions économiques y afférentes, quelles qu’elles soient, n’entrent pas dans le champ de l’IPC. Les dépenses supportées dans l’exercice d’activités économiques sont exclues, même si elles correspondent à l’achat de biens et services susceptibles d’être utilisés pour satisfaire aux besoins ou aux désirs des membres du ménage.

1.176 Les ménages produisent aussi des biens et services qui sont destinés à être consommés, et qui prennent principalement la forme de services tels que la préparation des repas, les soins aux enfants ou aux personnes âgées, l’entretien et la maintenance de biens durables et des logements, le transport des membres du ménage, etc. Les propriétaires-occupants produisent des biens et services de logement à des fins d’autoconsommation. Des ménages cultivent aussi des légumes, fruits, fleurs ou autres produits afin de satisfaire à leurs propres besoins.

1.177 Bon nombre des biens et services achetés par les ménages ne leur fournissent pas directement une utilité, mais sont utilisés comme intrants dans la production d’autres biens et services qui fournissent une utilité: on citera par exemple les denrées alimentaires, les engrais et produits d’entretien, la peinture, l’électricité, le charbon, l’huile, le pétrole, etc.

1.178 L’IPC devrait en principe enregistrer l’évolution des prix des extrants issus de ces activités de production, puisque ce sont les extrants, plutôt que les intrants, qui sont effectivement consommés et fournissent une utilité. Toutefois, comme les extrants euxmêmes ne sont pas achetés, il est impossible d’en constater le prix. On pourrait leur imputer des prix égaux à ceux qu’ils atteindraient sur le marché, mais cela rendrait l’IPC relativement dépendant de prix supposés plutôt que de prix effectivement relevés. La solution pragmatique recommandée au chapitre 3 consiste à traiter comme biens et services de consommation tous les biens et services achetés sur le marché pour être utilisés exclusivement comme intrants dans la production d’autres biens et services directement consommés par les ménages. Sur la base de ce principe, on considère que des produits tels que les insecticides et l’électricité fournissent indirectement une utilité et doivent être inclus dans l’IPC. C’est, bien sûr, la solution adoptée en général dans la pratique, non seulement pour les IPC, mais aussi pour les comptes nationaux, dans lesquels la plupart des dépenses consacrées aux intrants utilisés dans la production des ménages sont classées parmi les dépenses de consommation finale.

1.179 Dans certains pays, les ménages ont de plus en plus tendance à acheter des repas déjà préparés ou à emporter plutôt que les ingrédients nécessaires. Comme les prix de ces repas sont plus élevés que la somme des ingrédients que les ménages achetaient précédemment, la pondération attachée à la consommation de denrées alimentaires augmente. Cela reflète en partie le fait que le coût du travail que les ménages consacrent à la préparation des repas était auparavant ignoré. Divers types d’activité de service des ménages qui échappaient précédemment au champ de l’IPC peuvent y être intégrés si les ménages choisissent de rémunérer des tiers pour assurer ces services.

1.180Agriculture de subsistance et logements occupés par leur propriétaire. Dans le cas de deux types de production importants pour l’autoconsommation des ménages, à savoir la production agricole destinée à être autoconsommée et les services de logement produits par les propriétaires-occupants, les comptes nationaux s’efforcent effectivement d’enregistrer les valeurs des extrants produits plutôt que celles des intrants. De même, les IPC peuvent aussi s’efforcer, dans ces deux cas, de prendre en compte les prix des extrants plutôt que des intrants.

1.181 En principe, les prix des extrants issus d’une production agricole destinée à être autoconsommée peuvent être inclus dans l’IPC, même s’ils sont imputés. D’autre part, c’est principalement par l’intermédiaire des prix des intrants achetés sur le marché sous forme de matériels agricoles que les ménages qui dépendent de l’agriculture de subsistance peuvent être exposés au risque d’inflation. Deux points de vue sont possibles. Premièrement, la valeur de marché imputée de l’extrant devrait en général être supérieure au coût des intrants achetés, ne serait-ce que parce qu’elle doit couvrir le coût des intrants fournis sous forme de travail par le ménage. Par conséquent, la prise en compte du prix des intrants plutôt que des extrants dans l’IPC peut signifier que l’autoconsommation de leur production agricole par les ménages ne reçoit pas une pondération suffisante. Deuxièmement, il faut éviter le double comptage: si les prix imputés des extrants sont inclus, les prix effectifs des intrants consommés ne doivent pas l’être.

1.182 Dans le cas des logements occupés par leur propriétaire, la situation est compliquée par le fait que la production requiert l’utilisation de services de capitaux fournis par un actif immobilisé important, qui est en l’occurrence le logement lui-même. Même si les prix des intrants utilisés dans la production de services de logement sont pris en compte dans l’IPC, il reste nécessaire d’imputer les prix des intrants des services en capital (c’est-à-dire principalement l’amortissement plus les intérêts) fournis par le logement. Certains pays préfèrent par conséquent imputer les prix des extrants de services de logement effectivement consommés sur la base des loyers à payer pour des logements de même type loués sur le marché. Le traitement des logements occupés par leur propriétaire est complexe et controversé. Il est abordé, entre autres, aux chapitres 3, 9, 10 et 23.

Couverture des ménages et des points de vente

1.183 Comme il est expliqué au chapitre 3, les ménages peuvent être des personnes seules ou des groupes de personnes qui vivent ensemble et pourvoient en commun à leur subsistance et à leurs autres besoins essentiels. L’IPC peut être utilisé pour couvrir:

  • soit les dépenses de consommation des ménages résidant dans une zone particulière, en général un pays ou une région, que ces dépenses soient effectuées à l’intérieur ou à l’extérieur de cette zone—c’est ce que l’on appelle le concept «national» des dépenses;

  • soit les dépenses de consommation faites dans une zone particulière par des ménages résidant dans cette zone ou dans d’autres zones—c’est ce que l’on appelle le concept «intérieur» des dépenses.

L’adoption du concept «intérieur» des dépenses complique parfois la collecte des données désagrégées dans les enquêtes sur les ménages. L’IPC peut aussi être défini de façon à couvrir un groupe de pays, tel que l’Union européenne.

1.184 Il n’est pas indispensable d’inclure tous les types de ménage. Comme l’indique le chapitre 3, certains pays choisissent d’exclure des catégories telles que les ménages les plus aisés ou ceux qui sont engagés dans des activités agricoles. Certains construisent aussi différents indices couvrant différents groupes de ménages, selon qu’ils résident dans telle ou telle région, par exemple. Il est possible aussi d’établir un IPC général visant à couvrir la totalité ou la majorité des ménages, et de lui adjoindre un ou plusieurs indices spécifiques ciblant des segments donnés de la communauté, tels que les ménages ayant à leur tête des retraités. La couverture exacte des ménages est affaire de choix. Elle est inévitablement influencée par l’idée que l’on se fait des utilisations principales de l’indice. L’ensemble des ménages effectivement couverts par l’IPC est qualifié de «population de référence».

Variation des prix

1.185 Les prix de biens ou services exactement semblables peuvent varier d’un point de vente à l’autre, et il arrive que des prix différents soient appliqués à des types de client différents. Les prix peuvent aussi varier au cours du mois auquel l’indice se rapporte. Sur un plan théorique, il faut distinguer cette variation pure de prix des différences de prix attribuables aux différences de qualité des biens et services offerts, même s’il n’est pas toujours facile, dans la pratique, de faire cette distinction. L’existence de pures différences de prix témoigne de certaines formes d’imperfections du marché, comme le manque d’information des consommateurs ou la discrimination par les prix.

1.186 Lorsqu’il existe de pures différences de prix, la modification des conditions du marché peut permettre à certains ménages qui achetaient au prix fort d’acheter désormais à des prix moins élevés en profitant, par exemple, de l’ouverture de nouveaux points de vente proposant de meilleurs prix. La chute consécutive du prix moyen payé par les ménages est enregistrée comme une baisse de prix pour les besoins de l’IPC, même si le prix pratiqué par chaque point de vente n’a pas forcément changé. Si les prix sont relevés aux points de vente, et si les modifications des habitudes d’achat des ménages passent inaperçues, on dit que les IPC sont entachés d’un biais de substitution des points de vente, comme il est expliqué plus en détail au chapitre 11. En revanche, lorsque les différences de prix reflètent la différence de qualité des biens et services vendus aux différents points de vente, le fait de passer des points de vente qui proposent des prix élevés à ceux qui pratiquent des prix plus bas signifie que les ménages choisissent d’acheter des biens ou des services de moindre qualité. Cela n’implique pas, en soi, que les prix ont changé.

Classifications

1.187 Comme il est expliqué au chapitre 3, la classification des dépenses des ménages utilisée dans l’IPC détermine le cadre dans lequel s’inscrivent les diverses étapes de l’établissement de l’IPC. Elle offre la structure nécessaire pour pondérer et agréger les données ainsi qu’une base pour stratifier les échantillons de produits dont les prix sont relevés. Les biens et services couverts par l’IPC peuvent être classés de diverses manières, non pas sur la base de leurs caractéristiques physiques seulement, mais aussi selon les fonctions qu’elles remplissent et le degré de similitude du comportement de leurs prix. Les classifications fondées sur les produits et sur les fonctions diffèrent, mais peuvent en général se surimposer l’une à l’autre. Dans la pratique, la plupart des pays utilisent un système de classification hybride dans lequel la ventilation au niveau supérieur se fait par fonctions, tandis que les ventilations aux niveaux inférieurs se font par produits. C’est le cas de la COICOP, qui propose une classification internationalement reconnue et récemment révisée des fonctions de consommation des ménages adaptée aux besoins de l’IPC.

1.188 Le premier niveau de classification de la COI-COP consiste en 12 divisions couvrant les dépenses de consommation totales. Comme nous venons de le noter, la ventilation en divisions se fait essentiellement par fonction. Au second niveau de désagrégation, les 12 divisions sont scindées en 47 groupes de produits, eux-mêmes divisés à leur tour en 117 classes de produits à un troisième niveau de désagrégation. Le chapitre 3 propose une liste de dix classes de produits définis comme durables dans la COICOP. Il donne aussi une liste de sept classes de produits qualifiés de semi-durables, tels que les vêtements, chaussures ou articles de ménage en textiles.

1.189 Les 117 classes correspondant au niveau d’agrégation le plus bas de la COICOP ne sont pas suffisamment détaillées pour les besoins de l’IPC. Elles peuvent être divisées en sous-classes utilisant les subdivisions de la Classification centrale des produits (CCP), internationalement reconnue, elle aussi. Il peut même être nécessaire, pour certaines d’entre elles, de procéder à une ventilation supplémentaire pour arriver aux agrégats élémentaires utilisés pour les besoins de l’IPC. Afin d’être utiles dans cette optique, les pondérations de dépenses doivent être disponibles pour les sous-classes ou agrégats élémentaires. Il est souhaitable, pour ce qui concerne le tirage, que les mouvements des prix des différents produits au sein des agrégats élémentaires soient aussi homogènes que possible. Les agrégats élémentaires peuvent également être divisés en strates pour les besoins de l’échantillonnage, sur la base de l’endroit ou du type de point de vente dans lequel les produits sont vendus.

Indices des prix à la consommation et déflateurs des prix dans les comptes nationaux

1.190L’appendice 3.1 du chapitre 3 explique les différences entre l’IPC global et le déflateur des dépenses de consommation totales des ménages dans les comptes nationaux. Dans la pratique, les IPC peuvent être conçus de façon à ne couvrir qu’un sous-ensemble des ménages et un sous-ensemble des dépenses couvertes par les comptes nationaux. En outre, les formules d’indice nécessaires pour les IPC et pour les déflateurs des prix des comptes nationaux peuvent être différentes. Ces différences signifient que l’IPC global n’est pas le même, en général, que le déflateur des dépenses de consommation totales des ménages dans les comptes nationaux. D’autre part, les données de base sur les prix et les dépenses recueillies et utilisées aux fins de l’IPC sont aussi très largement utilisées en vue de bâtir les indices des prix nécessaires pour déflater les différentes composantes de la consommation des ménages dans les comptes nationaux.

Pondérations des dépenses

1.191 Ainsi que nous l’avons déjà noté, on distingue deux grandes étapes dans le calcul d’un IPC. La première consiste à recueillir les données sur les prix et à calculer les indices d’agrégat élémentaire. La seconde consiste à faire la moyenne des indices d’agrégat élémentaire pour obtenir des indices des prix de niveaux d’agrégation supérieurs, jusqu’à l’IPC lui-même. Les données sur les dépenses sont nécessaires pour les agrégats élémentaires qui peuvent être utilisés comme pondérations durant la seconde étape. Ces pondérations sont requises quelle que soit la formule d’indice utilisée pour procéder à l’agrégation. Le chapitre 4 est consacré au calcul et aux sources des pondérations de dépenses.

Enquêtes sur le budget des ménages et les comptes nationaux

1.192 Dans la plupart des pays, la principale source de données sur les dépenses de consommation des ménages est l’enquête sur le budget des ménages (EBM). L’EBM porte sur un échantillon de plusieurs milliers de ménages auxquels il est demandé de tenir un registre des dépenses qu’ils consacrent à différents types de bien et service de consommation au cours d’une période donnée, qui peut être d’une semaine ou davantage. La taille de l’échantillon dépend à l’évidence des ressources disponibles, mais aussi de la mesure dans laquelle on souhaite ventiler les résultats de l’enquête par région ou par type de ménage. Les EBM coûtent cher. Ce manuel n’examine pas la conduite de ces enquêtes, ni les techniques ou procédures générales d’échantillonnage utilisées pour les mener à bien. Il existe plusieurs textes de référence sur les méthodes d’enquête auxquels il est possible de se référer. Les EBM peuvent être conduites à intervalles spécifiques, tous les cinq ans par exemple, ou avoir lieu tous les ans selon un processus continu.

1.193 Les EBM peuvent imposer un lourd fardeau aux ménages interrogés, qui doivent tenir un registre dans lequel leurs dépenses sont présentées avec un degré de précision qu’ils ne maintiendraient pas normalement, même si leur tâche se trouve facilitée lorsque les supermarchés ou les autres points de vente leur donnent un ticket de caisse détaillé. Les EBM tendent à présenter des biais systématiques. Ainsi, de nombreux ménages ont pour habitude de sous-estimer, sciemment ou non, le montant des dépenses consacrées à certains produits «non souhaitables», tels que les jeux de hasard, l’alcool, le tabac ou les médicaments. Des corrections peuvent être faites pour tenir compte de ces biais. D’autre part, les données recueillies dans le cadre des EBM peuvent aussi être ajustées de façon à s’aligner sur le concept de dépenses requis par l’IPC. Par exemple, les dépenses imputées pour les services de logement produits et consommés par les propriétaires-occupants ne sont pas recueillies dans le cadre des EBM.

1.194 Ainsi qu’il est expliqué au chapitre 14, l’utilisation de la méthode des flux de produits dans le cadre des tableaux des ressources et des emplois du SCN permet de concilier et de rapprocher des données extraites de sources primaires différentes. La méthode des flux de produits peut être utilisée pour améliorer les estimations des dépenses de consommation des ménages calculées à partir des enquêtes sur les dépenses en les ajustant afin de prendre en compte les informations supplémentaires fournies par les statistiques sur les ventes, la production, les importations et les exportations de biens et services de consommation. En s’appuyant sur différentes sources, les données sur les dépenses des ménages recueillies dans le cadre des comptes nationaux peuvent fournir les meilleures estimations des dépenses globales des ménages, même si les classifications utilisées ne sont pas toujours assez fines pour les besoins de l’IPC. En outre, comme il arrive que les EBM ne soient conduites qu’à intervalle de plusieurs années, les données des comptes nationaux sur les dépenses sont parfois plus fraîches, car ces comptes peuvent s’appuyer sur d’autres sources de données plus récentes, telles que les ventes au détail ou la production et l’importation de biens et services de consommation. Il est important de noter, toutefois, que les comptes nationaux ne doivent pas être considérés comme une source de données indépendante qui pourrait représenter une alternative aux EBM. Les EBM constituent au contraire l’une des principales sources de données sur les dépenses de consommation des ménages utilisées pour établir les comptes nationaux.

1.195 Dans de nombreux pays, les enquêtes sur le budget des ménages ne peuvent pas avoir lieu aussi fréquemment qu’il serait souhaitable pour les besoins de l’IPC ou de la comptabilité nationale. Comme nous l’avons déjà noté, les EBM nationales sont parfois très coûteuses pour les ménages. Elles ne peuvent être conduites qu’une fois tous les cinq ou dix ans, voire à intervalles plus éloignés. En tout état de cause, la conduite des EBM et le traitement des données recueillies prennent du temps, de sorte qu’il arrive que les résultats ne soient disponibles aux fins des IPC qu’un ou deux ans après l’achèvement de ces enquêtes. C’est pour ces raisons pratiques que, dans de nombreux pays, les IPC sont des indices de Lowe utilisant les quantités d’une période de référence b qui peut précéder la période de référence 0 de quelques années et la période t de nombreuses années.

1.196 Certains pays conduisent des EBM continues, non seulement pour actualiser les pondérations de leur IPC, mais aussi pour améliorer leurs comptes nationaux. Le même panel de ménages n’a pas, bien sûr, à être retenu indéfiniment; il peut faire l’objet d’une rotation progressive consistant à abandonner certains ménages pour les remplacer par d’autres. Les pays qui inscrivent leurs EBM dans ce processus continu sont en mesure de réviser et d’actualiser chaque année leurs pondérations de dépenses, de sorte que l’IPC devient un indice-chaîne reposant sur une base annuelle. Même si les enquêtes sur les dépenses sont continues, il y a un décalage entre le moment où les données sont recueillies et celui où les résultats sont traités et prêts à être utilisés, si bien qu’il n’est jamais possible de disposer de résultats d’enquêtes contemporains aux variations de prix. Par conséquent, même lorsque les pondérations sont actualisées tous les ans, elles se rapportent toujours à une période qui précède la période de référence. Si, par exemple, la période de référence des prix est janvier 2000, les pondérations de dépenses peuvent se rapporter à 1997 ou 1998, ou à ces deux années. Lorsque la période de référence des prix passe à janvier 2001, les pondérations passent, elles aussi, à 1998 ou 1999, etc. Un tel indice est un indice-chaîne de Lowe.

1.197 Certains pays préfèrent utiliser des pondérations de dépenses correspondant à des taux moyens sur des périodes de deux ou trois ans, afin de réduire le «bruit» causé par les erreurs d’estimation (les enquêtes sur le budget ne portent que sur des échantillons) ou les comportements erratiques des consommateurs répondant, sur de brèves périodes, à des booms ou à des récessions économiques, aux fluctuations des marchés boursiers, à des chocs pétroliers ou à des catastrophes naturelles ou autres.

Autres sources d’estimation des pondérations de dépenses

1.198 Si les dépenses doivent être désagrégées au niveau régional pour des raisons d’échantillonnage ou d’analyse, il est possible de compléter les informations, ventilées par région, disponibles dans les EBM en utilisant des données extraites des recensements de la population. Les enquêtes de consommation alimentaire sont une autre source de données. Il s’agit d’enquêtes spéciales conduites dans certains pays, qui mettent l’accent sur les dépenses que les ménages consacrent aux denrées alimentaires. Les informations qu’elles peuvent apporter à ce sujet sont plus précises que celles recueillies à partir des EBM.

1.199 Les enquêtes sur les points de vente conduites dans certains pays sont une autre source d’informations possible. Elles ont pour objectif de fournir des informations sur les points de vente au détail où les ménages achètent des groupes de biens ou de services donnés. Les ménages sont interrogés, pour chaque article, sur les sommes dépensées à chaque point de vente et sur les nom et adresse de ces magasins. Ces enquêtes servent essentiellement à sélectionner les points de vente à utiliser pour recueillir les données sur les prix.

Collecte des données sur les prix

1.200 Comme il est expliqué au chapitre 9, les IPC impliquent deux niveaux de calcul. Au niveau le plus bas, les échantillons de prix sont recueillis et traités pour obtenir les indices des prix de niveau inférieur. Ces indices de niveau inférieur sont les indices d’agrégats élémentaires, dont les propriétés et le comportement sont étudiés au chapitre 20. Au niveau supérieur, la moyenne des indices d’agrégat élémentaire est calculée pour obtenir des indices de niveau supérieur en utilisant les dépenses comme pondérations. À ce niveau supérieur, toute la théorie des indices élaborée aux chapitres 15 à 18 entre en jeu.

1.201 Les indices de niveau inférieur sont calculés pour les agrégats élémentaires. Selon les ressources disponibles et les procédures adoptées par chaque pays, ces agrégats élémentaires peuvent correspondre à des sous-classes ou micro-classes de la classification des dépenses susmentionnée. Si l’on souhaite calculer les IPC pour différentes régions, les sous-classes ou micro-classes doivent être divisées en strates se rapportant à ces régions. En outre, pour améliorer l’efficience des procédures d’échantillonnage utilisées afin de relever les prix, il est en général souhaitable, quand c’est possible, de prendre en compte d’autres critères, tels que le type de point de vente, dans la définition des strates. Lorsque les sous-classes ou micro-classes sont divisées en strates pour la collecte des données, les strates elles-mêmes deviennent les agrégats élémentaires. Comme une pondération doit être attachée à chaque agrégat élémentaire pour le calcul des indices de niveau supérieur, il faut disposer d’une estimation des dépenses au sein de chaque agrégat élémentaire. Les données sur les dépenses ou les quantités ne sont en général pas disponibles au sein d’un agrégat élémentaire, de sorte que des indices d’agrégat élémentaire doivent être estimés à partir des seules données sur les prix. Cela pourrait changer si la saisie de données par lecture optique pratiquée par les caisses enregistreuses électroniques se généralisait.

1.202 Le chapitre 5 est consacré aux stratégies utilisées pour relever les prix, et le chapitre 6 aux méthodes et procédures opérationnelles en vigueur pour faire ces relevés. En principe, les prix pertinents pour l’IPC devraient être les prix d’achat payés par les ménages, mais il n’est le plus souvent ni pratique ni efficace d’essayer de relever les prix directement auprès des ménages chaque mois ou chaque trimestre, même si les données sur les dépenses sont recueillies directement auprès de ces derniers dans le cadre des EBM. Dans la pratique, les prix relevés ne sont pas les prix de transaction effectifs, mais plutôt ceux auxquels les biens et les services sont proposés dans des points de vente tels que les magasins de détail, supermarchés ou prestataires de services. Cela dit, il pourrait devenir de plus en plus facile de relever les prix de transaction effectifs dans la mesure où davantage de biens et services sont vendus avec des caisses enregistreuses électroniques qui mémorisent à la fois les prix et les dépenses.

Tirage aléatoire et tirage raisonné

1.203 Étant donné que les prix sont relevés auprès des vendeurs, deux problèmes peuvent se poser au niveau du tirage. Comment, tout d’abord, choisir les produits d’un agrégat élémentaire dont les prix seront relevés? Pour certains d’entre eux, il se peut qu’il ne soit pas nécessaire de visiter les points de vente pour procéder à ces relevés, car un prix unique s’applique dans tout le pays. Ce type de prix peut être relevé auprès de l’organisme central responsable de leur fixation. Les paragraphes suivants se rapportent à la situation plus courante dans laquelle les prix sont relevés dans un grand nombre de points de vente.

1.204 Comme il est expliqué au chapitre 5, l’univers de produits dont est extrait l’échantillon présente plusieurs dimensions. Les produits peuvent être classés non seulement selon les caractéristiques et fonctions qui déterminent leur place dans la COICOP, mais aussi selon le lieu et le point de vente où ils sont vendus et le moment auquel cette vente a lieu. Le fait que l’univers de produits soit en perpétuel changement pose un problème majeur pour les IPC, mais également pour la plupart des autres statistiques économiques. Des produits disparaissent pour être remplacés par d’autres types de produit, tandis que des points de vente ferment et que d’autres s’ouvrent. Le fait que l’univers de produits se modifie au fil du temps crée des problèmes d’ordre théorique et pratique, car la mesure des variations de prix au cours du temps suppose une certaine continuité des produits suivis. Les variations de prix enregistrées devraient en principe concerner des produits appariés qui sont identiques dans les deux périodes. Les problèmes qui se posent lorsque les produits ne sont pas identiques seront examinés plus en détail par la suite.

1.205 Lorsque l’on conçoit l’échantillon qui sera utilisé pour relever des prix, il importe d’accorder l’attention voulue aux critères statistiques de référence afin d’assurer que les estimations résultant de ces échantillons sont non seulement dépourvues de biais et de variance minimale, mais aussi efficaces au regard de leur coût. Les études sur les indices distinguent deux types de biais: le biais de tirage au sens où nous l’entendons ici et les biais non liés au tirage qui prennent la forme de biais de substitution ou de représentativité et seront évoqués au chapitre 10. En règle générale, le contexte permet de déterminer clairement de quel biais il s’agit.

1.206 Les travaux sur les techniques d’enquête et de tirage auxquels se référer ne manquent pas, et il n’y a pas lieu de les résumer ici. En principe, il serait souhaitable de choisir les points de vente et les produits en effectuant un tirage aléatoire assorti de probabilités de sélection connues. En effet, cela assurerait que l’échantillon des produits sélectionnés n’est pas faussé par des facteurs subjectifs et permettrait d’estimer le biais de sélection ou de tirage. De nombreux pays continuent néanmoins de s’en remettre très largement à une sélection raisonnée des points de vente et des produits dans la mesure où la procédure du tirage aléatoire leur paraît trop difficile et trop coûteuse. Ils considèrent que le choix raisonné présente un meilleur rapport coût/efficacité, en particulier lorsque les bases de sondage disponibles ne sont ni exhaustives, ni bien adaptées aux besoins de l’IPC. Il peut aussi être efficace, par rapport au coût, de concentrer les relevés de prix de différents produits dans un même point de vente, plutôt que d’étaler plus largement les relevés de prix sur un grand nombre de points de vente.

1.207 Qu’il soit aléatoire ou raisonné, le tirage doit, pour être efficace, reposer sur des bases de sondage exhaustives et actualisées. Deux types de base sont nécessaires pour les besoins de l’IPC: les premières correspondent à la liste de l’univers des points de vente, les secondes à celle de l’univers des produits. Les registres du commerce, les fichiers des administrations centrales ou des collectivités locales et les annuaires téléphoniques sont autant d’exemples de bases de sondage possibles pour les points de vente. Lorsque les bases de sondage contiennent l’information requise, l’efficacité peut être accrue en choisissant l’échantillon de points de vente proportionnellement à l’importance de caractéristiques économiques pertinentes, telles que la valeur totale des ventes. Dans la pratique, les bases de sondage des produits ne sont pas toujours immédiatement disponibles. Les bases possibles sont les catalogues ou autres listes de produits dressées par les principaux fabricants, grossistes ou offices professionnels, ou les listes de produits qui sont spécifiques à certains points de vente, comme les hypermarchés.

1.208 Selon des informations disponibles dans la base de sondage choisie, il peut être possible de grouper les points de vente en strates, selon leur localisation et leur taille, laquelle est indiquée par leurs ventes et leurs effectifs. Quand on dispose d’informations sur leur taille, il peut être possible de gagner en efficacité en sélectionnant aléatoirement un échantillon de points de vente proportionnellement à la taille. Dans la pratique, toutefois, il est aussi fait largement appel au tirage par choix raisonné.

1.209 Dans la plupart des pays, la sélection de la majorité des produits élémentaires dont les prix sont suivis dans les points de vente retenus tend à être faite avec un tirage par choix raisonné, puisqu’elle est spécifiée par l’organisme centralisé responsable de l’IPC. Celui-ci dresse des listes de produits censés être représentatifs des produits d’un agrégat élémentaire. Les listes peuvent être établies en collaboration avec les directeurs d’établissements de vente en gros ou de grands magasins de détail, ou avec d’autres experts ayant à la fois l’expérience pratique et les connaissances requises en la matière. Les procédures en vigueur sont décrites plus en détail au chapitre 6.

1.210 Certains ont fait valoir que le choix raisonné des produits risque de n’introduire qu’un biais d’échantillonnage négligeable, même s’il n’existe pas beaucoup de preuves tangibles en la matière. Le tirage aléatoire est en principe préférable, et il est aussi relativement facile à faire. Aux États-Unis, par exemple, le Bureau of Labor Statistics fait largement appel aux procédures de sélection aléatoire pour le choix des points de vente et des produits dont les prix seront suivis. Lorsque le choix des produits est laissé aux enquêteurs chargés d’en faire le relevé, il est essentiel de s’assurer que ces derniers sont bien préparés, informés de ce qu’on attend d’eux et suivis de près.

Méthodes de relevé des prix

1.211 La section précédente a mis l’accent sur les questions d’échantillonnage qui se posent lorsque les prix d’un grand nombre de produits doivent être relevés dans un grand nombre de points de vente. La présente section s’intéresse à certains des aspects plus opérationnels du relevé des prix.

1.212Relevé centralisé des prix. Beaucoup de prix importants peuvent être relevés par l’organisme centralisé responsable de l’IPC directement au siège de l’organisation responsable de la détermination des prix. Lorsque les prix sont les mêmes dans tout le pays, il est superflu de les relever à différents points de vente:

  • Des tarifs ou rémunérations de services sont fixés au plan national et appliqués sur l’ensemble du territoire du pays. Ce peut être le cas pour des services publics tels que l’eau, le gaz ou l’électricité, les services postaux ou téléphoniques et les transports publics. Ces tarifs et autres rémunérations peuvent être obtenus au siège des entreprises concernées.

  • Certaines chaînes nationales de magasins et de supermarchés peuvent appliquer les mêmes prix partout, auquel cas ces prix peuvent être obtenus là aussi au siège des sociétés concernées. Même lorsque les chaînes nationales n’imposent pas des prix uniformes, il est possible que les différences de prix entre les régions soient minimes et que toutes les informations disponibles soient centralisées.

  • Il se peut aussi que beaucoup de ces prix centralisés ne varient que très rarement, une ou deux fois par an peut-être. Ils n’ont donc pas à être relevés tous les mois. En outre, bon nombre de ces prix peuvent être obtenus par téléphone, télécopie ou courrier électronique et n’obligent donc pas les enquêteurs à se rendre fréquemment au siège des entreprises concernées.

1.213Données obtenues par lecture optique. La multiplication, dans de nombreux pays, des données très détaillées saisies par lecture optique par les caisses enregistreuses électroniques est une nouveauté importante. Ces données sont rassemblées dans des bases de données commerciales. Les données ainsi saisies sont récentes et exhaustives. Une proportion de plus en plus grande de ventes est saisie par lecture optique à l’aide de caisses enregistreuses électroniques.

1.214 Les avantages potentiels de l’utilisation de données obtenues par lecture optique sont à l’évidence considérables et pourraient, en définitive, avoir un impact très sensible sur les modalités de collecte des données pour les besoins de l’IPC. L’expérience n’est pas encore assez avancée pour qu’il soit possible de donner des directives d’ordre général quant à l’utilisation des données obtenues de cette manière. Il importe, manifestement, que les offices de statistique suivent l’évolution de ce secteur et réfléchissent aux possibilités d’exploitation de cette nouvelle source de données appelée à jouer un rôle majeur. La saisie de données par lecture optique élargit aussi le champ ouvert aux méthodes améliorées d’ajustement de la qualité, telles que les méthodes hédoniques, ainsi qu’il est expliqué au chapitre 7.

1.215Relevés des prix à l’échelon local. Lorsque les prix sont relevés auprès de points de vente locaux, il existe deux façons de déterminer les différents produits que l’on choisit de suivre. La première consiste à dresser une liste spécifique de produits déterminée à l’avance par l’organisme centralisé responsable de l’IPC. La seconde solution consiste à laisser la personne chargée de relever les prix faire son choix à partir d’un assortiment de produits spécifiés. Elle peut utiliser un processus de type aléatoire ou sélectionner les produits qui se vendent le mieux ou qui sont recommandés par le propriétaire ou le gérant du point de vente. Les produits dont on choisit de suivre le prix dans un point de vente peuvent être qualifiés de produits élémentaires de l’échantillon. Il peut s’agir de biens ou de services.

1.216 Lorsque la liste des produits est déterminée à l’avance par l’organisme centralisé, l’objectif est en général de sélectionner les produits considérés comme représentatifs d’un groupe plus large de produits au sein d’un agrégat élémentaire. L’organisme centralisé doit aussi décider s’il adopte une description, ou spécification, plus ou moins large ou étroite des produits représentatifs qui seront suivis. En théorie, le nombre de produits différents qui peuvent être identifiés est dans une certaine mesure arbitraire, et dépend du nombre de caractéristiques économiques jugées pertinentes ou importantes. Par exemple, le mot «bœuf» est un terme générique applicable à un groupe de produits similaires mais néanmoins distincts. Il existe différentes pièces de bœuf, tels que le steak haché, le bœuf à braiser ou le rumsteck, qui peuvent être considérés comme autant de produits différents et donc vendus à des prix très différents. Qui plus est, le bœuf peut aussi être classé différemment selon que sa viande est fraîche, réfrigérée ou congelée, et donner lieu à des classifications croisées selon que le bœuf est d’origine nationale ou importé, ou que les animaux diffèrent par leur âge ou leur race.

1.217 En adoptant des spécifications plus rigoureuses, l’organisme centralisé s’assure d’un meilleur contrôle des prix des produits élémentaires proposés dans les points de vente, mais accroît aussi le risque que certains produits ne soient pas effectivement disponibles dans tel ou tel point de vente. Adopter des spécifications moins rigoureuses signifie en revanche qu’il sera possible de suivre les prix de plus de produits élémentaires, mais que les enquêteurs auront une plus grande latitude pour choisir les produits élémentaires qui seront effectivement suivis. Cela peut rendre l’échantillon moins représentatif globalement.

Continuité du relevé des prix

1.218 L’IPC vise à mesurer les variations pures de prix. Les produits dont les prix sont relevés et comparés pour des périodes successives devraient, dans l’idéal, être parfaitement appariés, c’est-à-dire présenter un aspect physique et des caractéristiques économiques identiques. Lorsque les produits sont parfaitement appariés, l’évolution des prix observée est une variation pure de prix. Si l’on sélectionne des produits représentatifs, il faut donc s’assurer qu’un nombre suffisant d’entre eux devraient rester sur le marché pendant une période relativement longue, sous une forme ou un état parfaitement identique à ce qu’il était quand ces produits ont été initialement choisis. Sans permanence, il n’y aurait pas assez de variations de prix à mesurer.

1.219 Une fois que les produits élémentaires dont les prix doivent être relevés ont été identifiés, la stratégie normale consiste à continuer de suivre le prix aussi longtemps que possible d’exactement les mêmes produits élémentaires. Les enquêteurs peuvent le faire s’ils disposent de spécifications très précises, ou étroites, des produits élémentaires à suivre. Sans cela, ils doivent enregistrer eux-mêmes la description détaillée des produits élémentaires dont ils ont choisi de suivre les prix.

1.220 Pour un indice des prix, la situation idéale est celle où tous les produits dont les prix sont suivis demeurent sur le marché indéfiniment sans la moindre modification de leurs caractéristiques physiques et économiques—sauf bien sûr en ce qui concerne le moment de leur vente. Il est bon de noter que de nombreux théorèmes de la théorie des indices découlent de l’hypothèse selon laquelle le même assortiment de biens et services, exactement, est disponible durant les deux périodes comparées. La plupart des produits n’ont toutefois qu’une durée de vie économique limitée, et disparaissent finalement du marché pour être remplacés par d’autres. Comme l’univers des produits est en perpétuelle évolution, ceux qui avaient été sélectionnés initialement en raison de leur représentativité peuvent constituer peu à peu une part de plus en plus faible du total des achats et des ventes. Ils peuvent devenir de moins en moins représentatifs globalement. Étant donné que l’IPC vise à couvrir tous les produits, il faut trouver le moyen de s’accommoder du caractère changeant de leur univers. Dans le cas des biens de consommation durables dont les caractéristiques et la conception sont modifiées en permanence, certains modèles peuvent avoir une durée de vie très courte et ne rester sur le marché qu’une seule année (ou moins) avant de céder la place à de nouveaux modèles.

1.221 Le moment arrive où la continuité d’une série d’observations des prix doit être interrompue. Il peut devenir nécessaire de comparer les prix de certains produits à ceux de produits nouveaux très similaires, mais non pas identiques. Les offices de statistique doivent alors s’efforcer de supprimer les effets estimés des changements de caractéristiques des produits des variations de prix observées. En d’autres termes, il leur faut s’efforcer d’ajuster les prix relevés au titre des changements de qualité éventuels des produits suivis, ainsi qu’il est expliqué plus en détail ci-après. À la limite, un produit totalement nouveau peut, une fois apparu, se révéler si différent de ceux qui existaient avant lui que l’ajustement de la qualité n’est pas possible et que le prix de ce produit ne peut être comparé directement à celui d’aucun de ses prédécesseurs. De même, un produit peut devenir si peu représentatif ou obsolète qu’il doive être retiré de l’indice parce qu’il n’y a plus lieu de comparer son prix à ceux des produits qui l’ont supplanté.

Rééchantillonnage ou tirage d’un nouvel échantillon

1.222 Face à cet univers changeant des produits, l’une des stratégies possibles consiste à effectuer régulièrement un nouveau tirage de la totalité des produits élémentaires de l’échantillon. Dans le cas d’un indice mensuel, par exemple, un nouvel échantillon peut être choisi chaque année en janvier. Les prix de chaque échantillon sont alors suivis un an jusqu’au mois de janvier suivant. Les prix des deux échantillons doivent être collectés en janvier afin de pouvoir chaîner les deux séries de douze variations mensuelles. Le fait de procéder chaque année à un retirage est cohérent avec la stratégie d’actualisation annuelle des pondérations de dépenses.

1.223 Bien que le rééchantillonnage puisse être préférable au maintien de l’échantillon ou du choix de produits, il n’est guère utilisé dans la pratique. Le retirage systématique de tout l’assortiment de produits est difficile à gérer et coûteux à mettre en œuvre. De surcroît, il ne résout pas totalement les problèmes de l’univers changeant des produits, car il ne saisit pas les variations de prix qui surviennent au moment où de nouveaux produits ou de nouvelles qualités sont introduits pour la première fois. De nombreux producteurs profitent délibérément du moment où les produits sont lancés sur le marché pour procéder à des changements de prix significatifs.

1.224 Il existe une approche plus pratique pour garder l’échantillon à jour: elle consiste à soumettre ce dernier à une rotation graduelle en supprimant certains produits élémentaires pour en introduire de nouveaux. Les produits élémentaires peuvent être enlevés pour deux raisons:

  • L’enquêteur qui relève les prix ou l’organisme centralisé estime que le produit n’est plus représentatif, car sa part dans les dépenses totales consacrées à cette catégorie de produits diminue régulièrement.

  • Le produit peut aussi disparaître totalement du marché. Il peut par exemple être rendu obsolète par un changement technologique ou passer de mode suite à une évolution des goûts; il peut aussi disparaître pour d’autres raisons.

1.225 Dans le même temps, de nouveaux produits apparaissent sur le marché, ou de nouvelles qualités sont ajoutées à ceux qui existaient déjà. Il devient nécessaire, à un moment donné, de les inclure dans la liste des produits dont le prix est suivi. Cela pose la question plus générale du traitement des changements de qualité et des nouveaux produits.

Ajustement des prix aux changements de qualité

1.226 Le traitement des changements de qualité est peut-être la principale difficulté rencontrée par ceux qui établissent les IPC. C’est un thème récurrent de ce manuel, car il pose des problèmes à la fois théoriques et pratiques aux statisticiens. Le chapitre 7 est consacré dans son intégralité au traitement des changements de qualité, et le chapitre 8 examine de plus près la question connexe des nouveaux produits et de la substitution de produits élémentaires.

1.227 Lorsqu’un produit élémentaire de l’échantillon est rayé de la liste des produits dont le prix est suivi dans un point de vente, l’usage veut que l’on trouve un nouveau produit pour le remplacer et que l’on s’assure ainsi que l’échantillon ou le choix de produits demeure assez complet et représentatif. Si le nouveau produit vise spécifiquement à remplacer l’ancien, il est nécessaire de chaîner la série d’observations antérieures des prix de l’ancien article à la série suivante portant sur le nouvel article. Les deux séries d’observations peuvent se chevaucher ou non sur une ou plusieurs périodes. Bien souvent, il ne peut pas y avoir chevauchement, car la nouvelle qualité, ou le nouveau modèle, n’est introduit qu’après l’arrêt de la production de l’article qui est remplacé. Qu’il y ait chevauchement ou non, le chaînage des deux séries de prix suppose que l’on procède à une certaine estimation du changement de qualité entre l’ancien produit et celui qui est choisi pour le remplacer.

1.228 Quelle que soit la difficulté d’estimer la part du changement de qualité dans la variation du prix observé, il faut bien comprendre qu’une estimation doit être faite de façon explicite ou, à défaut, implicite. La question ne peut être évitée ou éludée. Tous les offices de statistique disposent de ressources limitées, et beaucoup d’entre eux risquent de ne pas avoir les moyens requis pour procéder aux ajustements explicites et plus élaborés décrits au chapitre 7. Même si l’on ne peut pas, faute de données ou de ressources, procéder à un ajustement explicite de la qualité, il est impossible d’éviter de procéder à une certaine forme d’ajustement implicite. Le fait même de ne «rien faire» en l’apparence implique nécessairement une certaine forme d’ajustement implicite, comme on le verra ciaprès. Les offices de statistique doivent être conscients, quelles que soient les ressources dont ils disposent, des conséquences des procédures qu’ils adoptent.

1.229 L’introduction du chapitre 7 met en exergue trois points:

  • Le rythme de l’innovation est soutenu, et peut-être croissant, ce qui entraîne une modification incessante des caractéristiques des produits.

  • Il n’y a guère de cohérence, d’un pays à l’autre, dans les méthodes utilisées pour traiter les changements de qualité.

  • Diverses études empiriques ont montré l’importance de la méthode choisie, car l’emploi de méthodes différentes peut déboucher sur des résultats très disparates.

Évaluation de l’effet des changements de qualité sur les prix

1.230 Il est utile d’essayer de préciser pourquoi l’on souhaite ajuster la variation de prix constatée entre deux produits élémentaires similaires (mais non pas identiques) pour tenir compte de leur différence de qualité. Il y a changement de la qualité d’un bien ou d’un service lorsqu’une modification survient dans certaines, mais non dans la plupart, de ses caractéristiques. Pour les besoins de l’IPC, les changements de qualité doivent être évalués du point de vue du consommateur. Comme l’indique le chapitre 7, l’évaluation du changement de la qualité consiste essentiellement à estimer la somme supplémentaire que le consommateur est prêt à payer pour les nouvelles caractéristiques de la nouvelle qualité. Cette somme supplémentaire n’est pas une hausse de prix, car elle représente la valeur monétaire du surcroît de satisfaction ou d’utilité retirée de la nouvelle qualité. Bien sûr, si l’ancienne qualité est préférée à la nouvelle, les consommateurs ne seront prêts à acheter la nouvelle qualité qu’à condition que son prix soit moins élevé.

1.231 Prenons l’exemple d’une nouvelle qualité qui apparaît aux côtés d’une ancienne. Supposons que les deux produits peuvent se substituer l’un à l’autre et que le consommateur soit au courant des caractéristiques de l’ancienne et de la nouvelle qualité; soit p les prix de l’ancienne qualité, et P ceux de la nouvelle qualité. Supposons aussi que les deux qualités sont offertes au consommateur au même prix, qui est en l’occurrence le prix pt, auquel la nouvelle qualité est vendue à la période t. Le consommateur, invité à choisir, se prononce alors en faveur de la nouvelle qualité.

1.232 Supposons ensuite que le prix de l’ancienne qualité est abaissé progressivement jusqu’ à pt*, niveau auquel le consommateur achète indifféremment l’ancienne qualité au prix pt*, ou la nouvelle qualité au prix Pt. Toute nouvelle baisse du prix en dessous de pt* conduit le consommateur à revenir à l’ancienne qualité. L’écart entre Pt et pt* mesure le surcroît de valeur que le consommateur confère à la nouvelle qualité, comparée à l’ancienne. C’est la somme maximale que le consommateur est prêt à payer, en sus du prix de l’ancienne qualité, pour acquérir la nouvelle.

1.233 Soit pt–1 le prix effectif auquel l’ancienne qualité était vendue à la période t – 1. Pour les besoins de l’IPC, l’augmentation du prix entre les deux qualités n’est pas l’écart observé Ptpt–1, mais pt*pt–1. Il est important de noter que pt*, prix hypothétique de l’ancienne qualité à la période t, est directement comparable au prix effectif de l’ancienne qualité à la période t – 1 puisque l’un et l’autre se réfèrent à un seul et même produit. L’écart entre les deux est une variation pure de prix. L’écart entre Pt et pt* n’est pas une variation de prix, mais une évaluation de la différence de qualité entre les deux produits élémentaires à la période t. Le prix effectif de la nouvelle qualité à la période t doit être multiplié par le ratio pt*/Pt pour que la comparaison entre les prix aux périodes t – 1 et t soit une comparaison entre produits d’égale qualité aux yeux du consommateur. Le ratio pt*/Pt est l’ajustement de la qualité requis.

1.234 Il est évidemment difficile, dans la pratique, d’estimer l’ajustement de la qualité, mais la première étape doit consister à préciser, sur le plan théorique, la nature de l’ajustement requis en principe. Concrètement, les producteurs considèrent souvent que la mise sur le marché d’une nouvelle qualité, ou d’un nouveau modèle, est une bonne occasion de relever sensiblement les prix. Ils peuvent compliquer délibérément la tâche des consommateurs qui essaient de discerner, dans la variation du prix, la part qui correspond à la différence entre l’ancienne et la nouvelle qualité.

1.235 Le chapitre 7 explique les deux options offertes aux offices de statistique. La première consiste à procéder à un ajustement explicite à la variation de prix observée, sur la base des différentes caractéristiques de l’ancienne et de la nouvelle qualité. La seconde consiste à posséder un ajustement implicite en faisant une hypothèse sur la variation pure de prix (sur la base, par exemple, des mouvements de prix observés pour les autres produits). Pour des raisons pratiques, nous évoquerons d’abord les méthodes implicites.

Méthodes implicites d’ajustement aux changements de qualité

1.236Chevauchement des qualités. Supposons qu’il y ait chevauchement des deux qualités, lesquelles se trouvent toutes deux disponibles sur le marché à la période t. Si les consommateurs sont bien informés, libres d’exercer leur choix et disposés, dans leur ensemble, à acheter les deux qualités au même moment, la théorie économique voudrait que le ratio des prix de la nouvelle qualité à l’ancienne reflète leurs utilités relatives pour le consommateur. Il s’ensuit que l’écart de prix entre l’ancienne et la nouvelle qualité n’est pas l’indication d’une variation des prix. L’évolution des prix jusqu’à la période t peut être mesurée par les prix pratiqués pour l’ancienne qualité, tandis que l’évolution des prix à partir de la période t peut être mesurée par les prix pratiqués pour la nouvelle qualité. Les deux séries de variations de prix sont chaînées à la période t, l’écart de prix entre les deux qualités n’ayant aucun impact sur les séries chaînées.

1.237 Lorsqu’il y a chevauchement des qualités, un chaînage simple de ce type peut apporter une solution acceptable au problème que pose le traitement des changements de qualité. Dans la pratique, toutefois, cette méthode n’est guère utilisée, car les données requises sont rarement disponibles. En outre, la situation du marché peut ne pas cadrer avec les hypothèses théoriques. Même lorsqu’il y a chevauchement des qualités, les consommateurs n’ont pas forcément le temps d’acquérir une connaissance suffisante des caractéristiques pour être en mesure d’évaluer comme il convient les qualités relatives, en particulier lorsque le changement de qualité est important. Il est possible aussi que les consommateurs n’aient pas tous accès aux deux qualités. Lorsque la nouvelle qualité apparaît pour la première fois, le marché risque de rester un moment déséquilibré, car les consommateurs ont besoin de temps pour modifier leurs schémas de consommation.

1.238 Les deux qualités peuvent se chevaucher durant une succession de périodes avant que l’ancienne qualité ne disparaisse finalement du marché. S’il y a déséquilibre temporaire du marché, les prix relatifs des deux qualités risquent d’afficher d’amples variations au cours du temps, et le marché offrira alors des évaluations différentes des qualités relatives selon la période choisie. Lorsque de nouvelles qualités intégrant des améliorations majeures apparaissent pour la première fois sur le marché, leurs prix ont souvent tendance à chuter par rapport à ceux des qualités plus anciennes, avant que ces dernières ne finissent par disparaître. Dans cette situation, si les séries de prix pour l’ancienne et la nouvelle qualité sont chaînées dans une seule période, le choix de la période peut avoir un impact considérable sur la variation globale constatée dans les séries chaînées.

1.239 Le statisticien doit alors porter un jugement délibéré sur la période à laquelle les prix relatifs semblent donner la meilleure représentation des qualités relatives. Dans cette situation, il peut être préférable d’opter pour une procédure de chaînage plus complexe utilisant les prix de l’ancienne et de la nouvelle qualité durant plusieurs périodes au cours desquelles elles se chevauchent. Cependant, l’information requise pour cette procédure plus complexe ne sera jamais disponible si les enquêteurs chargés de relever les prix ont pour instruction de n’introduire la qualité nouvelle qu’au moment où l’ancienne est abandonnée. Dans ce cas, le moment du passage de l’ancienne à la nouvelle qualité peut avoir un impact significatif sur la variation constatée, à long terme, dans les séries chaînées. Ce facteur doit être reconnu explicitement et pris en considération.

1.240 S’il n’y a pas chevauchement entre la nouvelle et l’ancienne qualité, les difficultés que nous venons d’évoquer n’existent pas, car il n’y a pas à choisir le moment du chaînage. Cela dit, d’autres problèmes plus difficiles les remplacent.

1.241Non-chevauchement des qualités. Dans les sections suivantes, on suppose que la méthode de chevauchement ne peut être utilisée parce qu’il y a discontinuité entre les séries d’observations de prix relatives à l’ancienne et à la nouvelle qualité. Là encore, en utilisant p pour l’ancienne qualité et P pour la nouvelle, on suppose que les données de prix disponibles pour l’établissement de l’indice se présentent sous la forme suivante:

Le problème est d’estimer la variation pure de prix entre t – 1 et t afin de disposer d’une série continue d’observations de prix pouvant être incluse dans l’indice. En utilisant la même notation que précédemment:

  • l’évolution des prix jusqu’à la période t–1 est mesurée par la série établie pour l’ancienne qualité;

  • l’évolution entre t – 1 et t est mesurée par le ratio pt*/pt1, où pt* est égal à Pt après ajustement au titre du changement de qualité;

  • l’évolution des prix à partir de la période t est mesurée par la série établie pour la nouvelle qualité.

1.242 L’estimation de pt* est elle aussi délicate. Elle peut se faire explicitement en utilisant l’une des méthodes décrites ci-après. Sinon, il y a lieu d’utiliser une des méthodes implicites, lesquelles peuvent être regroupées en trois catégories:

  • La première solution consiste à poser en hypothèse que pt*/pt1=Pt/pt1, ou pt*=Pt=Pt. On suppose que la qualité n’a pas changé, de sorte que la totalité de l’augmentation de prix observée est traitée comme une pure hausse de prix. Concrètement, cela contredit l’hypothèse selon laquelle il y a eu changement de qualité.

  • La seconde consiste à poser en hypothèse que pt*/pt1=1, ou pt*/Pt1. On suppose qu’il n’y a pas eu de changement de prix, et la totalité de l’écart observé entre pt–1 et Pt est imputée à une différence de qualité.

  • La troisième consiste à poser en hypothèse que pt*/pt1=I, oùI, est un indice de la variation de prix pour un groupe de produits similaires, ou un indice des prix plus général.

1.243 Les deux premières possibilités ne peuvent pas être recommandées comme options par défaut à utiliser automatiquement quand on ne dispose pas d’informations pertinentes. Le recours à la première option ne se justifie que si les éléments disponibles laissent penser que le changement de qualité est d’une ampleur négligeable, bien qu’il ne puisse être quantifié avec plus de précision. «Ne rien faire», en d’autres termes ignorer totalement le changement de qualité survenu, équivaut à adopter la première solution. Inversement, la seconde solution ne se justifie que si les éléments disponibles portent à croire que le changement de prix éventuel entre les deux périodes est négligeable. La troisième option est probablement plus acceptable que les deux autres. C’est le type de solution souvent utilisé dans les statistiques économiques lorsque les données manquent.

1.244 Les indices d’agrégat élémentaire reposent en général sur un certain nombre de séries portant sur différents produits de l’échantillon. La série de prix chaînée concernant plus particulièrement les deux qualités n’est donc qu’une des séries de prix parallèles. Ce qui peut arriver, dans la pratique, c’est que les observations de prix relatives à l’ancienne qualité soient utilisées jusqu’à la période t – 1 et que les prix appliqués à la nouvelle qualité soient utilisés à partir de la période t, la variation de prix entre t – 1 et t étant omise des calculs. Concrètement, cela revient à utiliser la troisième option, c’est-à-dire à estimer la variation de prix manquante en posant en hypothèses qu’elle est égale à la variation moyenne pour les autres produits élémentaires de l’échantillon au sein de l’agrégat élémentaire.

1.245 Il peut être possible d’améliorer ces estimations en choisissant avec soin les autres produits élémentaires de l’échantillon dont on pense que la variation moyenne des prix ressemble davantage à celle de l’article en question que la moyenne du groupe des produits échantillonnés dans son ensemble. Cette procédure est présentée plus en détail au chapitre 7, où elle est illustrée à l’aide d’un exemple numérique et décrite comme «ciblage» de l’imputation ou de l’estimation.

1.246 La méthode générale d’estimation de prix sur la base de la variation moyenne pour le groupe de produits restants est largement utilisée. Elle est parfois décrite comme la méthode de la moyenne «globale» de classe. La version de ciblage la plus affinée est la méthode de la moyenne «ciblée». En général, l’une ou l’autre de ces méthodes semble préférable aux deux premières options susmentionnées, même s’il convient de considérer chacune d’elles en fonction de ses avantages spécifiques.

1.247 Si l’imputation par la moyenne des remplacements à qualité constante semble constituer une solution pratique raisonnable, elle peut néanmoins donner des résultats biaisés, comme le montre le chapitre 7. L’introduction d’une nouvelle qualité est précisément l’occasion que le producteur peut choisir pour relever sensiblement ses prix. Bon nombre des variations de prix les plus importantes risquent de ne pas être saisies si, en fait, elles sont supposées égales aux variations moyennes des prix des produits dont la qualité n’a pas changé.

1.248 Il faut donc s’efforcer de procéder à un ajustement explicite de la qualité, au moins lorsque l’on peut penser que le changement qui s’est produit a été important. Là aussi, plusieurs méthodes peuvent être utilisées.

Ajustements explicites de la qualité

1.249Ajustements de la qualité. Le changement de qualité peut prendre la forme d’une modification des caractéristiques physiques du produit facile à quantifier, telle qu’un changement du poids, des dimensions, de la pureté ou de la composition chimique du produit. C’est le plus souvent simplifier à outrance que de supposer que la qualité d’un produit change en proportion de la taille de telle ou telle de ses caractéristiques physiques. Par exemple, la plupart des consommateurs ne risquent sans doute pas de penser que le fait qu’un réfrigérateur ait une capacité triple de celle d’un modèle plus petit justifie que son prix soit trois fois plus élevé. Néanmoins, il est tout à fait possible d’ajuster un peu le prix d’une nouvelle qualité de taille différente pour le rendre plus comparable au prix de l’ancienne qualité. Il y a là, en l’occurrence, une marge de manœuvre considérable pour l’application judicieuse, ou de simple bon sens, de ce type d’ajustement relativement simple de la qualité. Les ajustements de la qualité reposant sur la «taille» sont examinés de façon plus approfondie au chapitre 7.

1.250Différences des coûts de production ou d’option. On peut adopter une autre approche consistant à mesurer le changement de qualité par la variation estimée des coûts de production des deux qualités. Les estimations peuvent être faites, si nécessaire, en consultation avec les producteurs des biens et services concernés. Cette méthode, comme la première, ne devrait être satisfaisante que si les modifications constatées prennent la forme de changements relativement simples des caractéristiques physiques du bien, tels que l’ajout d’options à une automobile. Elle n’est pas satisfaisante lorsqu’une découverte nouvelle ou l’introduction de technologies innovantes modifie de manière plus fondamentale la nature du produit. Par exemple, la méthode est à l’évidence inapplicable lorsqu’un médicament est remplacé par une variante plus efficace du même produit qui se trouve aussi être moins coûteux à fabriquer.

1.251 Demander l’avis d’experts est un autre moyen de traiter des changements de qualité plus complexes ou plus subtils. Cette méthode est particulièrement pertinente lorsque le consommateur en général ne dispose pas des connaissances ou de l’expertise requises pour mesurer toute l’importance des changements survenus, au moins lorsqu’ils se produisent pour la première fois.

1.252L’approche hédonique. Enfin, il peut être possible de systématiser l’approche fondée sur les coûts de production ou d’option en utilisant des méthodes économétriques afin d’estimer l’impact que les changements de caractéristiques observés d’un produit peuvent avoir sur son prix. Selon cette méthode, les prix du marché d’un assortiment de qualités et de modèles différents font l’objet d’un calcul de régression sur les caractéristiques économiques et physiques considérées comme les plus importantes pour chaque modèle. Cette approche de l’évaluation des changements de qualité est connue sous l’appellation d’ analyse hédonique. Lorsque les caractéristiques sont des attributs qui ne peuvent être quantifiés, elles sont représentées par des variables de substitution. Les coefficients de régression mesurent les effets marginaux estimés des diverses caractéristiques sur les prix des modèles, et peuvent donc être utilisés pour évaluer les effets des changements survenus sur ces caractéristiques, c’est-à-dire les changements de qualité, au cours du temps.

1.253 L’approche hédonique de l’ajustement de la qualité peut constituer une méthode puissante, objective et scientifique d’évaluation des changements de qualité pour certains types de produit. Elle s’est révélée particulièrement efficace dans le domaine informatique. La théorie économique qui sous-tend cette approche est examinée plus en détail au chapitre 21, et l’application de cette méthode est expliquée au chapitre 7. Les produits peuvent être considérés comme des ensembles de caractéristiques dont les prix ne sont pas fixés individuellement, puisque le consommateur achète le tout comme un seul «paquet». L’objectif est d’essayer de «séparer» ces caractéristiques afin d’estimer dans quelle mesure chacune contribue au prix total. Dans le cas des ordinateurs, par exemple, trois caractéristiques essentielles sont retenues: la vitesse du processeur, la taille de la mémoire vive et la capacité du disque dur. On trouvera au chapitre 7 un exemple de régression hédonique utilisant ces caractéristiques.

1.254 Les résultats obtenus en appliquant l’approche hédonique aux ordinateurs ont eu un impact considérable sur les modalités de traitement des changements de qualité dans les IPC. Ils ont montré que, pour les biens soumis à une évolution technologique et à des améliorations qualitatives rapides, l’ampleur des ajustements dus aux modifications de qualité apportés aux prix de marché peut déterminer dans une large mesure les variations de l’indice de l’agrégat élémentaire. Pour cette raison, le manuel examine en détail l’utilisation de l’approche hédonique. Le chapitre 7 propose une analyse approfondie, et notamment une comparaison qui fait apparaître que les résultats obtenus par cette méthode et par les modèles appariés peuvent être très différents en cas de forte rotation des modèles.

1.255 Nous pouvons en conclure que les offices de statistique doivent faire très attention au traitement des changements de qualité et s’efforcer, dans toute la mesure du possible, de procéder à des ajustements explicites de la qualité. On ne saurait trop insister sur ce point. Tous ceux qui ont pour mission de relever les prix doivent être conscients de la nécessité de reconnaître les changements de qualité et de les prendre en compte. Ne pas prêter suffisamment attention à ces changements, c’est risquer d’introduire de graves biais dans l’IPC.

Substitution de produits élémentaires et nouveaux biens

1.256 Comme il a été dit plus haut, les indices des prix devraient, dans l’idéal, s’efforcer de mesurer les variations pures de prix entre des produits appariés demeurant identiques durant les deux périodes comparées. Toutefois, le chapitre 8 montre que l’univers de produits couvert par l’IPC est un univers dynamique qui évolue progressivement avec le temps. Fixer le prix de produits appariés, c’est en limiter le choix à un univers statique de produits donné par l’intersection des deux assortiments de produits existants aux deux périodes comparées. Par définition, cet univers statique exclut à la fois les nouveaux produits et ceux qui disparaissent, dont les prix risquent de se comporter différemment de ceux des produits appariés. Les indices des prix doivent tenir compte autant que possible du comportement des prix des produits nouveaux et de ceux qui disparaissent.

1.257 Ces problèmes sont examinés et analysés de façon plus formelle à l’appendice 8.1 du chapitre 8. Un univers de produits de remplacement est défini comme un univers qui commence avec celui de la période de référence, mais permet d’introduire de nouveaux produits à mesure que d’autres disparaissent. Les ajustements de la qualité du type mentionné plus haut sont bien évidemment nécessaires lorsque l’on compare le prix d’un produit remplaçant à celui du produit auquel il se substitue.

1.258 Mettre à jour l’échantillon est l’une des manières de résoudre le problème posé par l’existence d’un univers changeant. Cela suppose que l’on établisse un échantillon de produits totalement nouveau pour remplacer celui qui existait auparavant. Les deux échantillons doivent se chevaucher sur une période qui fait office de période de chaînage. La mise à jour de l’échantillon à l’occasion du chaînage peut être considérée comme une systématisation des ajustements de la qualité par la méthode du chevauchement. Il se peut donc qu’elle ne réponde pas de manière satisfaisante à tous les changements de qualité qui surviennent, car les prix relatifs des différents biens et services à un moment donné ne donnent pas nécessairement une mesure satisfaisante des qualités relatives de tous les biens et services concernés. Quoi qu’il en soit, la mise à jour fréquente de l’échantillon aide à actualiser en permanence celui-ci et peut rendre moins nécessaires les ajustements explicites de la qualité. Il s’agit toutefois d’une procédure coûteuse.

Nouveaux biens et services

1.259 La différence de qualité entre le produit original et celui qui le remplace peut devenir si importante qu’il vaut mieux traiter la nouvelle qualité comme un nouveau bien, même si la distinction entre nouvelle qualité et nouveau bien a inévitablement quelque chose d’arbitraire. Comme il est noté au chapitre 8, les études économiques font également une distinction entre les nouveaux biens selon qu’ils constituent une évolution ou une révolution. Il y a évolution lorsque le bien ou le service répond aux besoins existants d’une façon beaucoup plus efficace ou nouvelle, et révolution lorsque le nouveau bien ou service offre des services ou des avantages totalement nouveaux. Dans la pratique, le bien qui introduit une évolution peut être classé dans une subdivision de la classe du produit ou de la dépense concernée, alors qu’il faut modifier la classification pour que le bien qui correspond à une révolution puisse y trouver sa place.

1.260 L’apparition de nouveaux biens ou services soulève deux grandes préoccupations. La première a trait au moment de l’introduction de nouveaux produits dans l’indice. La seconde tient au fait que la simple disponibilité du nouveau produit sur le marché peut entraîner un gain de bien-être pour les consommateurs, indépendamment du prix de vente initial de ce produit. Prenons l’exemple de l’apparition du premier antibiotique, la pénicilline. Le médicament apportait un remède à des maladies qui, jusqu’alors, pouvaient être fatales. Pour certains, cela n’avait pour ainsi dire pas de prix. L’une des manières de mesurer l’ampleur des avantages tirés de l’introduction d’un nouveau bien est de se demander à quel niveau son prix devrait être porté pour ramener sa demande à zéro. Ce prix est appelé «prix de réservation de la demande». Il pourrait être très élevé, en fait, dans le cas d’un nouveau médicament susceptible de sauver des vies. S’il pouvait être estimé, le prix de réservation de la demande pourrait être traité comme le prix pratiqué durant la période précédant immédiatement l’apparition du nouveau produit. La baisse entre le prix de réservation de la demande et celui auquel le produit fait effectivement sa première apparition pourrait être incluse dans l’IPC.

1.261 Dans la pratique, bien sûr, on ne peut pas s’attendre à ce que les offices de statistique estiment les prix de réservation de la demande avec suffisamment de certitude pour les inclure dans l’IPC. Le concept n’en est pas moins utile, car il met en lumière le fait que la simple introduction d’un nouveau bien peut entraîner un gain de bien-être significatif pouvant se traduire dans l’IPC, en particulier si celui-ci doit être un indice du coût de la vie. En général, tout élargissement de l’éventail des choix offerts aux consommateurs peut améliorer la situation de ces derniers, toutes choses égales par ailleurs.

1.262 Il arrive souvent que de nouveaux biens entrent sur le marché à un prix supérieur à celui auquel ils pourraient se maintenir à long terme, de sorte que les prix tendent d’ordinaire à diminuer relativement au fil du temps. Inversement, les quantités achetées peuvent être très faibles initialement, puis augmenter de façon très sensible. Ces complications rendent le traitement des nouveaux produits particulièrement difficile, surtout lorsque ceux-ci introduisent des changements révolutionnaires. Étant donné que l’apparition de nouveaux biens entraîne des gains de bien-être et que le prix d’un nouveau produit tend à diminuer après l’introduction de celui-ci sur le marché, il est possible que des baisses de prix importantes ne soient pas enregistrées par les IPC en raison des difficultés techniques créées par les nouveaux produits. Le chapitre 8 conclut en faisant état des préoccupations que soulève l’aptitude des IPC à prendre en compte de façon satisfaisante la dynamique des marchés modernes. Il est essentiel, en tout cas, que les offices de statistique restent conscients de ces questions et adoptent des procédures qui tiennent compte, dans toute la mesure du possible, des données et des ressources dont ils disposent.

Calcul des indices des prix à la consommation dans la pratique

1.263 Le chapitre 9 donne un aperçu général des modalités pratiques du calcul des IPC. Si les méthodes utilisées dans les différents pays sont loin d’être toutes les mêmes, elles n’en présentent pas moins de nombreux points communs. Les méthodes utilisées par les offices de statistique pour calculer leur IPC présentent manifestement un intérêt pour les utilisateurs et les statisticiens. Les différentes étapes du calcul sont illustrées à l’aide d’exemples numériques. Le chapitre est descriptif et non pas prescriptif, même s’il s’applique à évaluer les forces et faiblesses des méthodes utilisées. Il fait valoir que, compte tenu des progrès accomplis ces dernières années dans la connaissance des propriétés et du comportement des indices, chacun s’accorde à reconnaître désormais que toutes les pratiques en vigueur ne sont pas forcément optimales.

1.264 Comme les diverses étapes du processus de calcul ont déjà été résumées dans les sections précédentes du présent chapitre, nous ne reviendrons pas à nouveau sur ce point. Il peut être utile, toutefois, de donner une indication du contenu du chapitre 9.

Indices d’agrégat élémentaire

1.265 Le chapitre 9 s’ouvre sur une description des modalités de construction des agrégats élémentaires à partir des groupes, classes et sous-classes de la COI-COP ou d’une classification équivalente des dépenses. Il passe en revue les principes qui sous-tendent la définition des agrégats élémentaires eux-mêmes. Ceux-ci visent à être aussi homogènes que possible en ce qui concerne non seulement les caractéristiques physiques et économiques des produits couverts, mais aussi l’évolution de leurs prix.

1.266 Le chapitre 9 examine ensuite les conséquences de l’utilisation de formules différentes pour calculer les indices d’agrégat élémentaire. Il le fait à partir d’une série d’exemples numériques utilisant des données de prix simulées pour quatre produits différents au sein d’un agrégat élémentaire. Les indices d’agrégat élémentaire eux-mêmes et leurs propriétés ont déjà été expliqués. Ils peuvent être calculés sous forme d’indice-chaîne ou d’indice direct—autrement dit, en comparant le prix chaque mois (ou trimestre) à celui de la période précédant immédiatement ce mois (ou ce trimestre) ou à celui de la période de référence des prix fixée. Le tableau 9.1 du chapitre 9 utilise ces deux approches pour illustrer le calcul de trois formules d’indice essentielles, à savoir les indices de Carli, Dutot et Jevons. Il vise à mettre en lumière un certain nombre de leurs propriétés. Ainsi, il montre les effets de la méthode dite de «bouncing» des prix, dans laquelle les quatre mêmes prix sont enregistrés pour deux mois consécutifs, mais sont intervertis entre les quatre produits. Les indices de Dutot et de Jevons n’enregistrent alors aucune hausse, contrairement à celui de Carli. Le tableau 9.1 montre aussi les différences entre les indices directs et les indices-chaînes. Après six mois, chacun des quatre prix est supérieur de 10 % à son niveau initial. Chacun des trois indices directs enregistre une hausse de 10 %, ce que font aussi les indices-chaînes de Dutot et de Jevons, car ils sont transitifs. L’indice-chaîne de Carli, toutefois, enregistre une hausse de 29 %, laquelle est interprétée comme une preuve du biais de signe positif systématique de la formule de Carli, qui empêche celle-ci de satisfaire au test de réversibilité temporelle.

1.267 Il est noté, au chapitre 9, que le choix d’un indice-chaîne ou d’un indice direct a des conséquences différentes s’il manque certaines observations en matière de prix, de changements de qualité ou de remplacement. La conclusion est que l’utilisation d’un indice-chaîne peut faciliter, du point de vue du calcul, l’estimation des prix manquants et l’introduction de produits élémentaires de remplacement.

1.268 Le chapitre 9 examine aussi les effets des carences dans l’observation des prix en faisant une distinction entre les prix qui manquent de façon temporaire et ceux qui sont devenus en permanence indisponibles. Le tableau 9.2 présente un exemple numérique du traitement des carences temporaires dans l’observation des prix. On peut par exemple omettre simplement le produit dont le prix manque pour un mois du calcul des indices qui comparent ce mois au mois précédent et au suivant, ainsi qu’à la période de référence. On peut aussi imputer une variation de prix sur la base du prix moyen des produits restants, en utilisant l’un ou l’autre des trois types de moyenne. Cet exemple est une version simplifiée du type d’exemple utilisé au chapitre 7 pour traiter du même problème.

1.269 Les tableaux 9.3 et 9.4 illustrent le cas du produit qui disparaît de façon permanente pour être remplacé par un autre. Au tableau 9.3, il n’y a pas chevauchement entre les deux produits et les options considérées sont là encore d’omettre les produits ou de leur imputer des variations de prix fondées sur les moyennes pour les autres produits. Le tableau 9.4 illustre la situation où les produits se chevauchent pendant un mois.

1.270 Le chapitre 9 examine également le cas où certaines pondérations de dépenses sont disponibles au sein d’un agrégat élémentaire et permettent de calculer un indice de Laspeyres ou un indice de Laspeyres géométrique, les deux étant des versions pondérées des indices de Carli et de Jevons.

Indices de niveau supérieur

1.271 Les dernières sections du chapitre 9 illustrent le calcul des indices de niveau supérieur à partir des indices d’agrégat élémentaire et des pondérations découlant des agrégats de dépenses élémentaires. C’est à ce stade qu’entre en jeu la théorie traditionnelle des indices résumée dans ce chapitre et expliquée plus en détail aux chapitres 15 à 19.

1.272 Lorsque l’IPC mensuel est calculé pour la première fois, les seules pondérations de dépenses disponibles ont trait inévitablement à une ou plusieurs périodes antérieures. Comme il est expliqué dans ce chapitre, cela prédispose l’IPC à prendre une forme d’indice de Lowe ou de Young dans laquelle les quantités, ou les dépenses, se rapportent à une période de référence des pondérations b précédant la période de référence des prix 0. Ces indices sont souvent décrits, de manière approximative, comme des indices de type Laspeyres, mais cette appellation ne convient pas. Il arrive toutefois qu’on puisse disposer, à une date ultérieure, d’estimations pour la période de référence des prix 0 et pour la période en cours t, de sorte que, rétrospectivement, le nombre des options offertes augmente largement. Il devient dès lors possible de calculer des indices de type Laspeyres et Paasche ainsi que des indices superlatifs tels que ceux de Fisher ou Törnqvist. Il peut être intéressant de calculer ces indices plus tard, ne serait-ce que pour voir comment les indices initiaux se comparent aux indices superlatifs. Certains pays souhaitent parfois calculer des indices superlatifs rétrospectifs pour cette raison. Bien que le chapitre 9 se concentre pour l’essentiel sur une certaine forme d’indice de Lowe, puisque l’indice officiel publié pour la première fois sera inévitablement de ce type, cela ne doit pas être interprété comme impliquant que ce type d’indice représente la seule option possible à long terme.

1.273Production et maintenance d’indices de niveau supérieur. Dans la pratique, les indices de niveau supérieur, y compris l’IPC global, sont calculés comme des indices de Young, c’est-à-dire comme des moyennes pondérées d’indices d’agrégat élémentaire utilisant des pondérations calculées à partir des dépenses effectuées dans une période de référence des pondérations antérieure. C’est une opération relativement simple, dont on trouvera un exemple numérique au tableau 9.5 du chapitre 9 où, pour plus de simplicité, la période de référence des pondérations est supposée être la même que la période de référence des prix. Le tableau 9.6 illustre le cas dans lequel les périodes de référence des pondérations et des prix sont différentes, et où les pondérations sont actualisées, sur la base des prix, entre la période de référence des pondérations b et la période de référence des prix 0. Il illustre l’argument selon lequel, lorsqu’une nouvelle période de référence des prix est adoptée, deux options s’offrent à l’office de statistique: conserver les quantités relatives de la période de référence des pondérations ou conserver les dépenses relatives, étant entendu qu’il est impossible de garder les deux. L’actualisation par les prix conserve les quantités.

1.274 L’adoption de nouvelles pondérations est une partie intégrante et indispensable du calcul de l’IPC sur la longue période. Les pondérations doivent être actualisées tôt ou tard, et certains pays choisissent de le faire tous les ans. Chaque fois que les pondérations sont modifiées, l’indice qui repose sur la nouvelle pondération doit être chaîné à celui qui repose sur les anciennes pondérations; avec le temps, l’IPC devient donc inévitablement un indice-chaîne. Le tableau 9.7 en donne un exemple de chaînage. En dehors des aspects techniques du processus de chaînage, l’adoption de nouvelles pondérations, en particulier lorsqu’elle se fait à intervalles de cinq ans environ, est l’occasion de remettre à plat la méthodologie utilisée. De nouveaux produits peuvent être introduits dans l’indice, les classifications peuvent être révisées et actualisées, et la formule d’indice elle-même peut être modifiée. Le chaînage sur une base annuelle facilite l’introduction plus régulière de nouveaux produits et d’autres changements, mais, quoi qu’il en soit, l’indice doit bénéficier d’une certaine maintenance, qu’il soit chaîné annuellement ou non.

1.275 Le chapitre 9 s’achève par une section consacrée à la vérification des données, processus très étroitement lié au calcul effectif des indices des prix élémentaires. La vérification des données se déroule en deux temps: la détection d’éventuelles erreurs et valeurs aberrantes, puis la vérification stricto sensu des données et leur correction. Il est nécessaire d’organiser un suivi et un contrôle de qualité effectifs pour assurer la fiabilité des données de base sur les prix utilisées dans le calcul des indices des prix élémentaires, car la qualité des indices globaux en dépend.

Organisation et gestion

1.276 Recueillir des données sur les prix est une opération complexe, qui suppose qu’un grand nombre d’enquêteurs effectuent un travail considérable sur le terrain. Le processus requiert une planification et une gestion méthodiques destinées à garantir que les données recueillies sont conformes aux prescriptions posées par les offices centraux responsables des IPC. Le chapitre 12 du manuel présente des procédures de gestion adaptées à cette fin.

1.277 Les enquêteurs doivent être bien entraînés, car il faut s’assurer qu’ils comprennent combien il importe de choisir convenablement les produits dont on entend suivre les prix. Il est inévitable qu’ils fassent largement appel à leur propre jugement. Comme nous l’avons déjà expliqué, la façon de prendre en compte la lente modification de l’éventail des produits à laquelle les enquêteurs sont confrontés est d’une importance primordiale pour la qualité et la fiabilité de l’IPC. Certains produits peuvent disparaître et devoir être remplacés par d’autres, mais il peut aussi être souhaitable de ne plus tenir compte de certains produits avant même qu’ils aient totalement disparu, s’ils ont cessé d’être représentatifs. Les enquêteurs doivent bénéficier d’une formation adaptée et recevoir des informations et des instructions très claires sur la façon de procéder. Des instructions claires sont également nécessaires pour faire en sorte que ces enquêteurs relèvent les bons prix en cas de soldes, d’offres spéciales ou d’autres circonstances exceptionnelles.

1.278 Comme nous venons tout juste de le noter, les données sur les prix doivent aussi, une fois recueillies, être vérifiées et «finalisées» avec soin. Bon nombre de vérifications peuvent se faire par ordinateur, en utilisant les méthodes traditionnelles de contrôle statistique. Il peut être utile aussi que des auditeurs accompagnent les enquêteurs et suivent leur travail. Les vérifications et contrôles possibles sont expliqués en détail au chapitre 12.

1.279 Il faut à l’évidence tirer tout le parti possible des progrès des technologies de l’information. Les enquêteurs peuvent par exemple utiliser des ordinateurs portables et communiquer leurs résultats par voie électronique à l’organisme centralisé.

Publication et diffusion

1.280 Ainsi que nous l’avons noté plus haut et qu’il est dit au chapitre 2, les IPC sont des statistiques extrêmement importantes, dont les fluctuations peuvent influer sur la politique monétaire de la banque centrale, peser sur les marchés d’actions, influencer les taux des salaires et les paiements au titre de la sécurité sociale, etc. Il est indispensable que le public ait confiance en leur fiabilité, de même qu’en la compétence et l’intégrité des personnes chargées de leur établissement. Les méthodes utilisées pour établir les IPC doivent donc être parfaitement expliquées, transparentes et soumises à l’examen du public. Beaucoup de pays se sont dotés officiellement d’un groupe consultatif d’experts et d’utilisateurs de l’IPC, dont le rôle n’est pas seulement de conseiller l’organisme de statistique sur des points techniques, mais aussi d’affermir la confiance du public dans l’indice.

1.281 Les utilisateurs de l’indice attachent également une grande importance à ce que l’IPC soit publié aussitôt que possible après la fin du mois ou du trimestre concerné, de préférence dans un délai de deux à trois semaines. Ils sont nombreux, d’autre part, à souhaiter que l’indice ne soit pas révisé une fois qu’il a été publié. Il faudra donc sans doute trouver un compromis entre la vitesse de publication et la qualité de l’indice.

1.282 La publication doit être entendue ici comme la diffusion des résultats sous quelque forme que ce soit. Outre leur publication dans des documents imprimés, les résultats devraient aussi être diffusés électroniquement via Internet ou affichés sur le site de l’office de statistique.

1.283 Comme il est expliqué au chapitre 13, une bonne politique en la matière va au-delà de la simple vitesse de publication, de la confiance et de la transparence. Les résultats doivent être mis à la disposition de tous les utilisateurs, publics et privés, au même moment et selon un calendrier de publication annoncé à l’avance. Aucune discrimination ne doit être faite entre les utilisateurs pour ce qui est du moment de la publication des résultats. Celle-ci ne doit pas être assujettie à l’aval des autorités, et les résultats doivent échapper à toute pression politique ou autre.

1.284 De nombreuses décisions doivent être prises afin de déterminer le degré de précision des données publiées et les modalités de présentation des résultats. Il importe que les utilisateurs soient consultés sur ces différents points, qui sont évoqués au chapitre 13. Toutefois, comme ces questions n’influent pas sur le calcul effectif de l’indice, il n’y a pas lieu de les examiner davantage à ce stade.

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