LIPC, miroir de lévolution du coût de la vie en France ? Ce quapporte lanalyse des courbes dEngel (suivi d'un commentaire de Nicolas Gravel)

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L’Indice des Prix à la Consommation (IPC) vise à mesurer l’évolution générale des prix à qualité de produits constante. Il est aussi utilisé comme mesure de l’évolution du coût de la vie quand il sert à l’indexation de revenus ou de contrats privés. Il est donc important de s’assurer que cet indice est un bon indicateur de l’évolution du coût de la vie. On se propose ainsi de tester, dans le cas français, l’existence d’une divergence entre l’IPC et l’évolution du coût de la vie en s’appuyant sur la comparaison intertemporelle des courbes d’Engel relatives à la consommation alimentaire. Celles-ci retracent la part de la consommation alimentaire dans le budget des ménages en fonction du pouvoir d’achat, part qui est décroissante avec le revenu. Sous l’hypothèse que les courbes d’Engel théoriques sont constantes au cours du temps, le déplacement des courbes observées traduit une divergence entre l’évolution de l’indice des prix et celle du véritable coût de la vie. Cette méthodologie est reprise de Costa (2001) et Hamilton (2001). On l’applique aux données françaises en mobilisant les séries de l’IPC et les enquêtes Budget de famille de 1979 à 2006. L’analyse est conduite par catégorie de ménages. Un éventail de techniques est utilisé : techniques robustes à l’influence trop forte de certaines observations, instrumentation contre les erreurs de mesure et l’endogénéité du total des dépenses, techniques de recalage pour corriger d’éventuelles mauvaises déclarations. Les résultats diffèrent selon que l’on travaille sur les données issues directement de l’enquête ou sur celles recalées sur les agrégats des comptes nationaux. Même si ces résultats ne peuvent pas avoir de valeur normative, l’analyse intertemporelle des courbes d’Engel ne conforte donc pas la thèse selon laquelle l’IPC français aurait sous-estimé l’évolution du coût de la vie entre 1979 et 2006.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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ÉCONOMIE
L’IPC, miroir de l’évolution du coût
de la vie en France ? Ce qu’apporte
l’analyse des courbes d’Engel
Marie-Émilie Clerc et Élise Coudin*
L’Indice des Prix à la Consommation (IPC) vise à mesurer l’évolution générale des prix
à qualité de produits constante. Il est aussi utilisé comme mesure de l’évolution du coût
de la vie quand il sert à l’indexation de revenus ou de contrats privés. Il est donc impor-
tant de s’assurer que cet indice est un bon indicateur de l’évolution du coût de la vie.
On se propose ainsi de tester, dans le cas français, l’existence d’une divergence entre
l’IPC et l’évolution du coût de la vie en s’appuyant sur la comparaison intertemporelle
des courbes d’Engel relatives à la consommation alimentaire. Celles-ci retracent la part
de la consommation alimentaire dans le budget des ménages en fonction du pouvoir
d’achat, part qui est décroissante avec le revenu. Sous l’hypothèse que les courbes d’En-
gel théoriques sont constantes au cours du temps, le déplacement des courbes observées
traduit une divergence entre l’évolution de l’indice des prix et celle du véritable coût de
la vie.
Cette méthodologie est reprise de Costa (2001) et Hamilton (2001). On l’applique aux
données françaises en mobilisant les séries de l’IPC et les enquêtes Budget de famille
de 1979 à 2006. L’analyse est conduite par catégorie de ménages. Un éventail de tech-
niques est utilisé : techniques robustes à l’infuence trop forte de certaines observations,
instrumentation contre les erreurs de mesure et l’endogénéité du total des dépenses,
techniques de recalage pour corriger d’éventuelles mauvaises déclarations.
Les résultats diffèrent selon que l’on travaille sur les données issues directement de l’en-
quête ou sur celles recalées sur les agrégats des comptes nationaux mais la croissance du
coût de la vie que refètent les courbes d’Engel est toujours plus faible que celle de l’IPC.
Même si ces résultats ne peuvent pas avoir de valeur normative, l’analyse intertempo-
relle des courbes d’Engel ne conforte donc pas la thèse selon laquelle l’IPC français
aurait sous-estimé l’évolution du coût de la vie entre 1979 et 2006.
* Lors de la rédaction de cet article, Marie-Émilie Clerc et Élise Coudin faisaient partie du département des Études Économiques d’En-
semble (D3E) de l’Insee. Élise Coudin est également affliée au Cr est.
Les auteures remercient Didier Blanchet, Magali Beffy, Hélène Erkel-Rousse pour leur relecture attentive ainsi que Vanessa Bellamy,
Maryse Fesseau et Emmanuel L’Hour pour leur aide précieuse. Ce travail a été présenté à l’occasion d’un séminaire interne du D3E
le 23 novembre 2009. Les auteures remercient Jérôme Accardo pour ses remarques constructives, les deux rapporteurs ainsi que les
participants au séminaire D3E.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010 77’objet de cette étude est de confronter Russie, (Gibson et al., 2008), Mexique et Brésil L l’évolution du coût de la vie, telle qu’elle (de Carvalho et al., 2008), Italie (Papalia, 2006).
ressort des courbes d’Engel relatives aux dépen- Cet article étudie le cas de la France en utilisant
ses alimentaires, à celle de l’Indice des Prix à les séries de l’IPC et les six enquêtes Budget de
la Consommation (IPC) de l’Insee, entre 1979 Famille (BdF) disponibles de 1979 à 2006 (cf.
et 2006. encadré 1). Compte tenu des hypothèses restric-
tives sur lesquelles repose la méthode, l’étude
ne peut pas fournir une estimation du biais Les courbes d’Engel relatives aux dépenses ali-
effectif de l’IPC, mais elle peut fournir un élé-mentaires relient la part du budget consacrée à
ment utile à l’appui, ou au contraire à l’encon-l’alimentation au pouvoir d’achat du consom-
tre, de la thèse parfois défendue selon laquelle mateur. La première loi d’Engel stipule que
l’IPC aurait sous-estimé la hausse du coût de la cette part décroît avec le niveau de richesse.
1vie, notamment depuis le passage à l’euro. Autrement dit, quand la richesse d’un ménage
augmente, la part des dépenses qu’il consacre
à l’alimentation diminue. La part des dépenses
L’IPC et la mesure de l’évolution du coût alimentaires peut donc s’interpréter comme un
de la vieindice indirect de bien-être. Cette idée se for-
malise en se plaçant dans le cadre de la théo-
L’IPC vise à mesurer l’évolution générale des rie du consommateur. Sous un certain nombre
prix à qualité de produit constante. Il a plusieurs d’hypothèses, notamment celle de stabilité
fonctions, qui ne sont pas toujours aisément des préférences, la part du budget consacrée à
conciliables. Il est en premier lieu un indicateur l’alimentation diminue si les consommateurs
macroéconomique des tensions infationnistes. s’enrichissent, augmente s’ils s’appauvrissent,
Il sert aussi de base de calcul au défateur utilisé en se déplaçant toujours le long de la même
pour calculer les évolutions en termes réels pour courbe d’Engel. À caractéristiques identiques,
la Comptabilité nationale. Il doit aussi mesurer deux ménages observés à deux dates diffé-
l’évolution du pouvoir d’achat des revenus, rentes qui ont la même richesse consacrent la
quand il sert à l’indexation de revenus (minima même part de leurs dépenses à l’alimentation.
sociaux, smic, pensions,…) ou de contrats pri-On peut donc construire un indice de coût de
vés. Enfn il doit permettre des comparaisons la vie en recherchant le défateur du revenu qui
internationales.permet aux courbes d’Engel de se superposer
d’une période à l’autre. Il est alors possible de
La hiérarchie entre les différentes fonctions de confronter les évolutions de cet indice à celle de
l’IPC a évolué au cours du temps et les méthodes l’IPC. Telle est l’idée développée par Hamilton
retenues pour le calculer sont le refet de cette (2001) et Costa (2001). Ces auteurs comparent
évolution. Au moment de sa création (en 1916), le Consumer Price Index (CPI) américain à cet
et au cours des 50 ans suivants, l’IPC avait pour indice d’évolution du coût de la vie et interprè-
objectif principal la mesure du pouvoir d’achat tent l’écart entre les deux comme un biais du
des salariés dans le cadre des négociations CPI. Leur approche s’applique dans le cadre
salariales. Puis le développement des analyses précisé ci-dessus et nécessite des hypothèses
conjoncturelles, la nécessité d’une mesure cor-supplémentaires : une utilité séparable entre
recte des agrégats de la Comptabilité nationale l’alimentation et les autres biens, une spécif-
(par exemple pour calculer la croissance) ont cation linéaire de la courbe d’Engel et d’autres
donné plus de poids aux objectifs macroécono-hypothèses techniques.
miques. Enfn, l’harmonisation internationale a
pris une importance croissante depuis les années Cette méthodologie a été appliquée depuis telle
1980-1990, avec la mise en place des critères quelle, ou dans des versions étendues, dans
de Maastricht portant sur l’infation (cf. Insee, de nombreux pays. Beatty et Larsen (2005)
1998). Cependant, son rôle socio-économique et Larsen (2004) proposent des spécifcations
s’est à nouveau renforcé récemment notamment semi-paramétriques de la courbe d’Engel. Logan
parce qu’il entre dans l’indexation des pensions (2008) introduit un effet variable de la taille du
depuis 2003 et dans le calcul de l’évolution des ménage, au lieu d’un effet fxe comme dans la
loyers depuis 2008.spécifcation d’Hamilton et Costa. La méthode
initiale et ses extensions semi-paramétriques
ont été appliquées dans divers pays : Norvège
(Larsen, 2004 (1)), Canada (Beatty et Larsen, 1. C’est la seule étude dont nous avons connaissance qui
conclut à une sous-estimation du coût de la vie en utilisant cette 2005), Australie (Barrett et Brzozowsky, 2009),
méthode, attribuée au traitement du logement
Nouvelle Zélande (Gibson et Scobie, 2002), dans l’indice de prix norvégien.
78 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010Les biais potentiels des indices des prix indice de coût de la vie (« cost of living index »
en anglais, aussi traduit en français par « indice face à l’évolution du coût de la vie
2à utilité constante (2) », voir Boskin et al.,
1996). Des débats sur la surestimation de ces La question de l’existence d’un biais de l’IPC
par rapport à l’évolution du coût de la vie a été
fortement débattue à la fn des années 1990
2. Un COLI est un indice à utilité constante en français. Il se lorsque la commission Boskin a conclu que le
réfère à la variation de dépenses entre deux périodes nécessaire CPI américain surévaluait l’infation d’environ
pour maintenir un même niveau d’utilité. Dans cette étude, on
1,1 % par an par rapport à ce que donnerait un utilise la traduction littérale « indice de coût de la vie ».
Encadré 1
Les données
Les enquêtes Budget de Famille Les changements dans la méthodologie d’enquête et
dans les nomenclatures peuvent nuire à la compara-
L’objectif principal des enquêtes Budget de Famille bilité des enquêtes d’une année sur l’autre. En pra-
de 1979, 1985, 1989, 1995, 2000 et 2006 est l’étude tique, la comparabilité des enquêtes entre les deux
des dépenses des ménages. Toutes les dépenses des sous-périodes 1979-1995 et 2000-2006 est rejetée.
ménages, leur montant et leur nature sont enregistrés L’analyse sera donc menée séparément sur ces deux-
et ventilés selon des postes budgétaires. Toutes les sous périodes.
dépenses sont couvertes, y compris celles qui ne relè-
vent pas de la consommation de biens et services au Les variables d’intérêt
sens des comptes nationaux : impôts et taxes, primes
Nous choisissons comme variable de richesse les d’assurances, gros travaux dans le logement, trans-
dépenses totales pour approcher au mieux d’une ferts inter-ménages, achats de biens d’occasion et
notion de revenu permanent et éviter le risque de remboursements de crédits et autoconsommation.
sous-déclaration des variables de revenu. Les ména-
La population d’étude est l’ensemble des ménages ges dont le revenu est négatif sur l’année sont exclus
« ordinaires » résidant en France. Les collectivités de l’étude. La défnition des dépenses totales doit être
en sont ainsi exclues. Dans la présente étude, nous stable de 1979 à 2006 : les postes comme l’épargne et
considérons uniquement les ménages ordinaires rési- les prélèvements de l’employeur disponibles unique-
dant en France métropolitaine. ment en fn de période sont donc exclus.
Le mode de collecte de l’information est resté le même Le total des dépenses couvre ainsi les dépenses ali-
depuis 1979. Il se fait au travers de deux instruments mentaires, boissons, tabac et stupéfants, habillement,
de collecte : trois questionnaires en face à face avec le chaussures, logement (hors loyers imputés), énergie,
ménage enquêté (sous un mode de collecte assistée ameublement, équipement, entretien, services médi-
par ordinateur depuis 1995 et avec une codifcation caux et de santé, transports, communication, loisirs
automatique depuis 2001) et un carnet de compte. et culture, enseignement, hôtels, cafés, restaurants,
Un enquêteur effectue trois visites en deux semaines services fnanciers, assurance, impôts et taxes, aides
durant lesquelles les questionnaires sont complétés. et cadeaux divers.
En parallèle, chaque personne de plus de 14 ans ren-
seigne toutes les dépenses qu’elle a effectuées durant La consommation alimentaire à domicile est appro-
14 jours (10 jours en 1979) sur un carnet de compte chée par les dépenses de consommation de produits
papier. Le questionnaire a été légèrement remanié et alimentaires à la maison et de boissons non alcooli-
simplifé en 1995 et le carnet de compte aussi, avec sées, hors autoconsommation.
la possibilité d’y insérer directement des tickets de
caisse. En 2000, l’accent a porté sur une meilleure La consommation alimentaire hors domicile est appro-
estimation de la consommation alimentaire, avec une chée par les dépenses de consommation de restau-
prise en compte plus précise de l’autoconsommation, ration et de boissons dans les cantines, les hôtels, les
des quantités consommées, de la consommation hors cafés et les restaurants. Les dépenses alimentaires lors
domicile et une classifcation plus détaillée des produits de vacances (frais de demi-pension, etc.) ne sont pas
alimentaires. Afn de rendre compte correctement de la prises en compte ici. En effet, les nomenclatures ne
saisonnalité de certaines dépenses, la collecte de l’en- permettent pas toujours d’identifer exactement la partie
quête est répartie sur 12 mois donnant lieu à plusieurs consacrée à l’alimentation dans les frais de vacances.
vagues d’interrogation (6 ou 8 selon les enquêtes).
Enfn, nous utilisons les données mensuelles sur l’IPC
Pour les enquêtes 2000 et 2006, la nomenclature des global, l’IPC relatif à la consommation alimentaire prise
postes est celle recommandée par Eurostat COICOP- à domicile (y compris boissons alcoolisées et hors
HBS (Classification Of Individual Consumption Of tabac et consommations prises hors domicile) et celui
Purpose for Household Budget Surveys), utilisée éga- relatif aux produits non alimentaires (y compris tabac).
lement par la Comptabilité Nationale et pour l’élabora-
tion de l’indice des prix. Pour les enquêtes antérieures, Une description plus précise des données utilisées est
disponible dans Clerc et Coudin (2010).c’est la nomenclature NILTON qui est utilisée.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010 79chiffres, sur la validité des méthodes utilisées d’informations sur la méthode de construction
par la commission Boskin et sur les évaluations de l’IPC).
des biais des IPC dans d’autres pays ont suivi.
Pour la France, Lequiller (1997) décrit les pos- Les méthodes pour mesurer les biais des indices
sibles biais de l’IPC en 1997. Selon lui, même des prix par rapport à un indice de coût de la vie
s’il est illusoire d’en obtenir une mesure précise se regroupent en trois catégories. Les approches
car beaucoup trop d’inconnues entrent en ligne à la Boskin cherchent à mesurer individuelle-
de compte, il trouve l’IPC français moins biaisé ment toutes les sources de biais possibles. Les
que le CPI américain, notamment au milieu des deux autres catégories se situent explicitement
années 1990 (3). Depuis cette étude, le débat dans le cadre de la théorie du consommateur.
sur le biais de l’IPC français est revenu sur le La deuxième estime un système complet de
devant de la scène au début des années 2000, demande et calcule ensuite les coûts de la vie
mais a porté cette fois sur l’existence d’un biais qui en découlent (voir par exemple Jorgenson
de sous-estimation du coût de la vie. Selon une et Slesnick, 1997). La troisième repose sur une
partie de l’opinion publique, l’IPC aurait sous- analyse intertemporelle des courbes d’Engel
estimé l’infation notamment au moment du relatives aux dépenses alimentaires (cf. enca-
passage à l’euro. dré 2). C’est l’approche adoptée dans cette
étude. Valide sous un certain nombre d’hypo-
Un indice de prix peut présenter plusieurs sortes thèses détaillées infra, elle revient à comparer
de biais par rapport à un indice de coût de la l’évolution de l’indice du coût de la vie entraî-
vie : nant la superposition des courbes d’Engel à
34celle de l’indice des prix.
- des biais de substitution : si les prix relatifs
entre les biens changent, un individu adapte les
Analyse intertemporelle des courbes quantités consommées au proft des biens dont
d’Engel et indice des prixles prix relatifs ont baissé, et cette adaptation
peut ne pas être bien prise en compte par l’in-
De manière très générale, la part des richesses dice ;
allouée aux dépenses alimentaires est d’autant
plus faible que la richesse est élevée. Cette pro-- des biais induits par la prise en compte trop
priété, appelée « première loi d’Engel », est tardive de nouveaux biens ;
considérée comme une loi économique stable,
5aussi bien dans l’espace (5) que dans le temps. - des biais dus aux changements dans les
Elle peut s’illustrer, dans le cas français, à partir réseaux de distribution ;
de simples graphiques qui comparent les dépen-
ses totales réelles des ménages et le coeffcient - et, enfn, les biais dus aux changements de
budgétaire de l’alimentation, c’est-à-dire la part qualité des produits. Ce sont les plus diffciles
de l’alimentation dans les dépenses totales (cf. à quantifer.
graphique I).
Ces différents types de biais sont en partie
L’évolution des dépenses fnales, celle des liés à la méthode de construction de l’indice.
dépenses alimentaires par tête des ménages L’IPC français est un indice de Laspeyres
(les deux défatées de l’indice des prix cor -chaîné annuellement. Les pondérations utili-
respondant), ainsi que l’évolution de la part sées au dernier niveau d’agrégation (postes de
de l’alimentation dans les dépenses (d’après dépenses) sont mises à jour chaque année. Ces
les données des comptes nationaux) montrent pondérations sont obtenues, pour la plupart, à
que la première loi d’Engel est bien vérifée en partir des évaluations annuelles des dépenses
France entre 1979 et 2006. En effet, les dépen-de consommation des ménages réalisées par la
ses de consommation sont multipliées par Comptabilité nationale. L’IPC français doit cou-
deux et la part des dépenses de l’alimentation vrir l’ensemble des biens et services marchands
a diminué signifcativement, passant de 18 % consommés sur le territoire national (4). À la
suite d’importantes extensions réalisées princi-
palement dans les services, son taux de couver-
3. Les pondérations de l’IPC français sont mises à jour plus ture est passé de 88,3 % en 1998 à 95,2 % en
régulièrement (chaque année) que celles du CPI américain, ce 2001. Aujourd’hui seuls certains types d’assu- qui limite l’ampleur des biais de substitution.
4. Son champ théorique se défnit comme celui de la consom-rances, les services hospitaliers privés, les jeux
mation fnale effective marchande monétaire des ménages.de hasard et l’assurance-vie n’entrent pas dans
5. Voir l’illustration de cette loi sur un groupe de pays dans
le calcul de l’indice (cf. Insee, 1998, pour plus Consales et al., 2009.
80 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010Encadré 2
ModèLe de HaMiL ton (2001) et de Costa (2001)
Cet encadré présente la méthodologie développée par Si , autrement dit si l’IPC sur l’ali-
Hamilton (2001) et Costa (2001). Ces derniers modéli- mentation et l’IPC sur les biens non alimentaires sont
sent la courbe d’Engel relative à l’alimentation dans le biaisés de la même manière, alors :
cadre d’un « almost ideal system of demand » déve-
ε = – δ / β.loppé par Deaton et Muellbauer (1980). Ce système t t
repose sur la structure des courbes de demande de
Hamilton et Costa défnissent le biais cumulé de l’IPC Working (1943) et Leser (1963). Dans le cas de deux
entre la date de base 0 et la date t comme l’écart relatif biens, un bien alimentaire et un bien non alimentaire,
cumulé entre les deux indices :la part de l’alimentation dans les revenus ou dans les
dépenses totales s’écrit comme :
– E = 1 – exp(– δ / β). (5)
t t
(1) Autrement dit, l’IPC mesuré entre la date de base 0 et
t doit être multiplié par 1 moins le biais cumulé entre la
date de base 0 et t, c’est-à-dire par 1 + E , pour obtenir
t
où i indice le ménage, j la zone géographique et t la l’indice de coût de la vie.
date (le modèle fait intervenir des variations régionales
de prix pour permettre de contrôler de l’infuence du Plus généralement, en notant et α la part
prix relatif entre les biens alimentaires et les biens non de l’indice des prix relatif à l’alimentation dans l’in-
alimentaires, indépendamment de la date afn d’en dice total du coût de la vie et en supposant cette part
corriger le biais temporel). ω est la part de l’alimenta-
ijt constante d’une région à l’autre et dans le temps, on
tion dans le total des dépenses ou dans les revenus du obtient :
ménage ; p , , sont les logarithmes des indices
jt
du coût de la vie « véritables » mais inobservés, res- .
pectivement pour tous les biens, l’alimentation et les
biens non alimentaires ; y est le logarithme du revenu
ijt
nominal et x le vecteur des caractéristiques indivi- Le biais cumulé de l’IPC entre la date de base 0 et la
ijt
duelles du ménage i. date t est alors fonction du paramètre inconnu r :
Les indices de coût de la vie sont approximés avec – E = 1 – exp(– δ / (β + γ(1 – r)/(1 – α(1 – r))) (6)
t t
erreur par les indices des prix. Qu’il s’agisse de l’indice
relatif à l’ensemble des biens, aux biens alimentaires L’IPC des produits alimentaires est supposé moins
ou aux biens non alimentaires, on a : biaisé que l’IPC des produits non alimentaires (r < 1).
Cette hypothèse paraît raisonnable dès lors que les
p = p + π + ε , (2) biais de substitution ou ceux induits au moment de jt j0 jt jt
l’introduction de nouveaux produits sont plus forts
où π = ln(1 + Π ), 1 + Π étant l’indice des prix observé
jt jt jt pour les produits non alimentaires (ordinateurs par
(mesuré) à la date t, avec pour base la date 0, et ε =
jt exemple) que pour l’alimentation. Comme β est négatif
ln(1 + E ), E étant l’erreur de mesure par rapport à un
jt jt (loi d’Engel), l’équation (5) donne alors une borne infé-
indice de coût de la vie cumulée entre les dates t et 0. rieure de l’ampleur du biais de l’IPC en tant qu’indice
du coût de la vie (avec γ négatif).
En remplaçant les équations (2) dans l’équation (1), on
obtient :
En particulier, si seul l’IPC sur les produits non alimen-
taires est biaisé, alors r = 0 et le biais sur l’IPC global
se simplife en :
(3)
– E = 1 – exp(– δ / (β + γ/(1 – α))) > 1 – exp(– δ / β)t t t
Hamilton et Costa posent des hypothèses supplémen-
Au contraire, si seul l’IPC sur les produits alimentaires taires pour estimer le biais. Ils supposent notamment
est biaisé, alors le biais devient :que les erreurs ne varient pas selon la zone géogra-
phique, à savoir , ε = ε et . Ils en
jt t – E = 1 – exp(– δ / (β + γ / α)) < 1 – exp(– δ / β)t t tdéduisent :
Dans la suite, nous supposons que l’IPC des produits
alimentaires est moins biaisé ou biaisé de manière
équivalente à l’IPC sur les produits non alimentaires. (4)
Nous estimons le biais cumulé à partir de l’équation (5)
et interprétons le résultat comme une borne inférieure
où sont des indicatrices temporelles, , des indi- de l’ampleur du biais recherché.
catrices régionales et .
Dans le cas de la France, nous n’avons pas de
Les erreurs de mesure de l’IPC sont donc captées par mesure des variations régionales d’indices de prix
les indicatrices temporelles. . Nous ne pouvons

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010 81à 13,5 %, pendant cette période. En revanche, d’enfants par exemple) infue, toutes choses
entre 1980 et 1984, cette loi ne semble pas véri- égales par ailleurs, sur la part des dépenses
fée : la dépense fnale par tête augmente entre consacrée à l’alimentation. L’incohérence appa-
les deux années, tandis que la part de l’alimen- rente entre la hausse des dépenses globales de
tation dans la dépense fnale des ménages est consommation entre 1980 et 1984 pourrait donc
stable. Une interprétation po ssible serait que aussi s’expliquer par une évolution de la struc-
la dépense totale serait défatée par un IPC ture de la population entre individus n’ayant pas
biaisé par rapport à l’évolution « réelle » du les mêmes comportements de consommation.
coût de la vie. Seule une analyse sur données microéconomi-
ques permet de contrôler ces effets de structure.
Cependant, cette explication n’est pas la seule C’est précisément l’objet de cette étude pour
possible. La loi d’Engel s’applique à des indi- laquelle nous exploitons les enquêtes Budget
vidus ayant des caractéristiques identiques : en de Famille de l’Insee réalisées en 1979, 1985,
particulier, la structure du ménage (le nombre 1989, 1995, 2000 et 2006.
Encadré 2 (suite)
donc pas identifer séparément et δ . On est , (8) t
contraint de remplacer l’équation (5) par l’équation :
où γ doit être calibré. Nous retenons l’estimation de
Hamilton 0,09 sur données américaines. Les biais
calculés pour des valeurs alternatives sont très pro-
(7) ches (par exemple pour 0,05, qui correspond au
chiffre de Costa). L’effet des variations de prix relatifs
dans laquelle . sur le biais est vraiment de deuxième ordre.
Le biais cumulé de l’IPC entre la date de base 0 et la
date t est alors :
Graphique I
évolution des dépenses alimentaires, des dépenses totales des ménages en termes réels par tête
et du coeffcient budgétaire de l’alimentation
Lecture : en 1979, le coefficient budgétaire de l’alimentation était de 18 %.
Source : comptes nationaux, Insee.
82 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010La méthodologie celui qui entraînerait la superposition des cour-
bes d’Engel. Or les auteurs constatent que, sur
6La méthodologie suivie a été proposée par données américaines (6), ces courbes se décalent
Hamilton (2001) et Costa (2001) qui modéli- vers la gauche. Ils attribuent le décalage entre
sent la courbe d’Engel relative à la consomma- les courbes à une surestimation de la croissance
tion alimentaire. Celle-ci relie la part du bud- du coût de la vie par l’IPC (cf. schéma). Les
get consacrée à l’alimentation à la richesse du individus se comportent vis-à-vis de l’alimenta-
consommateur, approchée par la dépense totale tion comme s’ils étaient plus riches que ce que
ou les revenus en termes réels, c’est-à-dire défa- retrace leur revenu réel.
tés de l’IPC. Hamilton (2001) et Costa (2001) se
placent de plus dans le cadre de la théorie du Pour estimer l’ampleur du biais de l’indice des
consommateur et supposent que les préférences prix, Hamilton et Costa se placent dans le cadre
des consommateurs et le contexte dans lequel du système de demande de Deaton et Muellbauer
elles s’inscrivent restent les mêmes au cours du (1980) à deux biens, l’un alimentaire et l’autre
temps. Alors, selon la première loi d’Engel, la non alimentaire. Ils en déduisent une spécifca -
part du budget que les consommateurs consa- tion paramétrique des courbes d’Engel. Dans
crent à l’alimentation diminue s’ils s’enrichis- ce cadre, l’indice de coût de la vie entraînant
sent, augmente s’ils s’appauvrissent, mais en se la superposition des courbes est le défateur des
déplaçant toujours le long de la même courbe. dépenses totales. Il s’interprète comme un indice
Si de plus la fonction de demande de l’alimen- du coût de la vie au niveau de subsistance, c’est-
tation et la courbe d’Engel qui en découle sont à-dire, formellement, à un niveau d’utilité égal à
7bien spécifées, si l’utilité sous-jacente est sépa- zéro (7). Larsen (2004) recommande de nommer
rable entre une partie relative à l’alimentation et cet indice « index of a standard (of living) » plu-
une autre aux biens non alimentaires et s’il n’y
a pas d’erreurs systématiques dans les variables,
les courbes d’Engel estimées à des périodes dif- 6. « Panel Study of Income Dynamics » (PSID) pour Hamilton
(2001) et « Consumer Expenditure Surveys » pour Costa (2001)férentes doivent se superposer. Le « véritable »
7. Se reporter à Deaton et Muellbauer (1980) pour plus de pré-
indice de l’évolution du coût de la vie est donc cisions.
Schéma
Sens du biais
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010 83tôt qu’indice de coût de la vie. Hamilton (2001) œuvre. Elle ne nécessite pas de disposer de séries
et Costa (2001) interprètent l’écart relatif entre de prix individuels : elle peut donc être utilisée
les deux indices comme le biais de l’IPC. sur des périodes relativement longues, tant que
des données sur les dépenses des ménages sont
Comme dans la plupart des études existantes, disponibles (Costa remonte à 1888). Elle peut
nous étudions donc la part des dépenses consa- être appliquée à des sous-populations. Il est ainsi
crées à l’alimentation. Hamilton (2001) donne possible d’examiner si le décalage entre le coût
cinq arguments principaux en faveur du coeff- de la vie et l’IPC a été plus fort pour une sous-
98cient budgétaire de l’alimentation. population particulière de ménages.
Premièrement, la part du budget consacrée à Cependant, cette méthode repose entièrement
l’alimentation est très sensible aux variations sur les hypothèses énoncées précédemment.
de revenu (élasticité au revenu très inférieure Elle suppose que le cadre de la théorie du
à 1). Deuxièmement, l’alimentation est un bien consommateur s’applique, que les préféren-
non durable : la dépense alimentaire est donc ces des consommateurs sont stables et que ces
équivalente à son fux de consommation (8). derniers choisissent leurs dépenses de consom-
Troisièmement, les biens alimentaires sont faci- mation dans des contextes également stables.
lement défnissables, distinguables des autres Elle repose sur une spécifcation correcte de
biens, et ce de manière stable dans le temps. Ce la courbe d’Engel, sur une hypothèse de sépa-
n’est pas le cas des loisirs par exemple. Ceci per- rabilité de l’utilité et sur l’absence d’erreurs
met de mener les analyses sur longue période. systématiques dans les variables d’enquête. En
Quatrièmement, il est assez naturel de supposer particulier, toute variable omise de la spécifca-
que la fonction d’utilité des agents est sépara- tion qui varie dans le temps et qui a un effet sur
ble entre la part relative à l’alimentation et celle la part de la consommation alimentaire dans le
relative aux autres biens, qu’il n’y a quasiment budget comptera dans la mesure du biais. La
pas de substitution ou de complémentarité entre méthode repose aussi sur la qualité des données
les biens alimentaires et les autres. Ainsi, l’évo- d’enquête et sur la comparabilité des enquêtes
lution des prix des ordinateurs et le possible d’une année sur l’autre. Or les données d’en-
biais de l’IPC qui en résulte n’auront pas d’effet quête peuvent être très hétérogènes, parfois
retour, qualifé d’« étrange » par Hamilton, sur entachées d’erreurs de mesure. Les variables de
la part des dépenses consacrées à l’alimenta- richesse peuvent être mal déclarées. Enfn, cette
tion. Enfn, la fonction de demande relative à méthode ne permet de fournir qu’une mesure
l’alimentation a largement été étudiée dans la imparfaite du biais total car elle ne mesure
littérature, ce qui permet de s’appuyer sur une 10que les biais de substitution (10) mais pas les
modélisation éprouvée. Ceci limite en pratique 11changements de qualité (11). Hausman (2003)
le risque d’erreurs de spécifcation. avance que les biais de qualité, y compris ceux
liés à l’introduction de nouveaux biens, sont
La dépense alimentaire doit être rapportée à la d’un ordre de grandeur supérieur aux biais de
richesse du ménage. Par mesure de richesse, on substitution.
entend mesure de revenu permanent. Ce dernier
est approché par le total des dépenses déclarées En pratique, pour remédier à ces diffcultés
dans l’enquête BdF, comme font de nombreux nous utilisons un éventail large de techniques
auteurs qui exploitent des données d’enquêtes d’estimation, en appliquant des méthodes peu
de dépenses de consommation, voir par exem- sensibles aux observations infuentes, en ayant
ple Costa (2001), Larsen (2004), Beatty et recours aux techniques d’instrumentation lors-
Larsen (2005) (9). Ceci permet de prévenir des que des erreurs de mesure ou des problèmes
risques de sous-déclaration auxquels sont sujet- d’endogénéité sur les dépenses totales sont pré-
tes les variables de revenu dans les enquêtes de sents et à des techniques de recalage pour corri-
dépenses de consommation. Les dépenses sont ger des mauvaises déclarations.
souvent mieux déclarées. La méthode de col-
lecte, en revanche, peut introduire des erreurs
de mesure (cf. encadré 1).
8. Il n’y a pas possibilité de stockage durable qui fausserait les
comportements apparents de consommation.
9. Hamilton (2001) qui exploite les données panel du PSID amé-Avantages et limites de l’analyse
ricain utilise un revenu lissé sur trois ans.
intertemporelle des courbes d’Engel 10. Y compris la substitution due à l’augmentation de la dura-
bilité des biens, la part de substitution liée à l’introduction tar-
dive de nouveaux biens dans l’indice, les changements dans les La méthode d’Hamilton et Costa présente des
réseaux de distribution et les erreurs de prix.
avantages certains. Elle est facile à mettre en 11. À cet égard, voir Costa (2001) et Hausman (2003)
84 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010Pour ce qui est de la théorie, nous ne pouvons années 1979-1989 et 1995-2006 qui apparaît
que rappeler l’ensemble des hypothèses qui notamment pour les personnes seules, ne peut
sous-tendent la validité de l’analyse et inter- pas être interprétée car les enquêtes ne sont pas
préter les résultats avec précaution. L’analyse comparables sur les deux sous-périodes.
intertemporelle des courbes d’Engel apporte un
regard original mais contraint sur la question des Les décalages des courbes d’Engel retracent
biais des indices des prix. Il ne s’agit que d’un aussi les évolutions de la structure de la popu-
élément du diagnostic sur la qualité de l’indice lation dans la catégorie de ménages considérée.
des prix, mais il est intéressant de savoir si cet Le développement du travail féminin, le vieillis-
élément va plutôt dans le sens de la confrma- sement de la population, des changements dans
la taille des ménages intra-catégorie ou dans les tion ou de l’infrmation de la thèse d’un biais de
statuts des logements et l’augmentation du nom-sous-estimation de la hausse du coût de la vie.
bre de repas pris à l’extérieur du domicile ont L’analyse intertemporelle des courbes d’Engel
notamment pu entraîner des changements dans doit être complétée par d’autres types d’études
les comportements de dépenses alimentaires. Il avant de tirer des conclusions défnitives. En
est donc nécessaire de contrôler l’infuence de aucun cas, elle ne permet de tirer des conclu-
ces variables avant de conclure. De plus, nous sions normatives sur la qualité de l’IPC.
cherchons aussi à évaluer l’ampleur de l’écart
entre l’indice de coût de la vie associé aux cour-
Pour chaque catégorie de ménages 21bes d’Engel et l’IPC.
les courbes d’Engel sont conformes
à la première loi d’Engel
Les méthodes d’estimation
Pour chaque catégorie de ménages : personnes
Pour évaluer l’ampleur de cet écart nous nous seules, couples avec enfant(s), couples sans
plaçons dans le cadre d’un « almost ideal sys-enfant et familles monoparentales et pour cha-
tem of demand » développé par Deaton et que année d’enquête, la courbe d’Engel relative
Muellbauer (1980). La part qu’un ménage à l’alimentation est estimée comme une fonction
consacre à l’alimentation est alors une fonction non paramétrique de la dépense totale réelle
linéaire des caractéristiques du ménage et du (défatée de l’IPC), à partir d’estimateurs des
logarithme des dépenses totales en termes réels, plus proches voisins (12). Les décalages entre
c’est-à-dire défatées par l’indice de coût de la les courbes d’Engel ainsi estimées à différentes
vie, qui est inobservé mais peut être approché dates illustrent les écarts relatifs entre IPC et
avec erreur par l’indice des prix. Sous un certain évolution du coût de la vie. C’est aussi l’occa-
nombre d’hypothèses, ces erreurs peuvent être sion de confrmer la forme fonctionnelle de la
estimées en ajoutant des indicatrices temporel-courbe d’Engel.
les dans la relation (cf. encadré 2).
Quelle que soit la catégorie de ménages, la part
Un éventail de techniques est utilisé pour pal-des dépenses alimentaires semble être une fonc-
lier les problèmes susceptibles d’être rencon-tion décroissante et linéaire du logarithme de
trés lors de l’utilisation de données d’enquête : la dépense totale réelle (cf. graphiques II). Les
techniques robustes à l’infuence trop forte de courbes d’Engel se sont déplacées vers le bas et
certaines observations, instrumentation contre la gauche entre 1979 et 1995, puis entre 2000
les erreurs de mesure et l’endogénéité du total et 2006. Les enquêtes de 1979 à 1995 et celles
des dépenses, techniques de recalage pour cor-de 2000 et 2006 ne sont pas comparables entre
riger des éventuelles mauvaises déclarations. elles (cf. infra). Les écarts entre les deux sous-
La spécifcation est estimée à partir des don-périodes ne doivent donc pas être interprétés.
nées d’enquête par moindres carrés ordinaires Cette précaution prise, il apparaît cependant que
et par l’estimateur plus robuste « Least Absolute dans les années récentes, les ménages se com-
Deviations » (LAD) sur l’ensemble des obser-portent vis-à-vis de l’alimentation « comme
vations. En effet, les données d’enquête sont s’ils étaient plus riches » que ce qu’indiquent
souvent très hétérogènes. Par ailleurs, elles leurs totaux de dépenses défatés de l’IPC.
sont sujettes à des erreurs de mesure du fait des L’IPC pourrait donc avoir surestimé plutôt que
techniques propres de collecte ou encore parce sous-estimé l’évolution du coût de la vie. Les
que les variables de richesse peuvent être sous-courbes d’Engel se sont plus décalées pour les
déclarées. Dans les enquêtes Budget de Famille, couples avec enfant(s) et les familles monopa-
rentales que pour les autres catégories de ména-
ges. En revanche, la rupture de pente entre les 12. Moyenne locale des observations.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 433-434, 2010 85certaines dépenses sont relevées à l’aide de ques- de dépenses sont ensuite obtenues par règle de
tions rétrospectives portant sur l’année en cours trois. Du fait des habitudes des ménages, ces
alors que d’autres, comme celles concernant dépenses annualisées peuvent s’éloigner des
l’alimentation, sont relevées à l’aide d’un carnet véritables dépenses annuelles, conduisant à des
de dépenses sur une période de 10 à 15 jours. erreurs de mesure. Dans l’estimation, l’erreur
Les annuelles correspondant au carnet de mesure sur la part des dépenses alimentaires
Graphique II
Estimations non paramétriques des courbes d’Engel par catégories de ménages
a - Personnes seules
B - Couples avec enfants
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