Effet qualité et mesure de l’inflation
Le bridged overlap, la doctrine européenne et le contrôle de la statistique des prix en France
inflation
effet qualité
méthodologie
Résumé
Lorsqu’un produit suivi par l’indice des prix disparaît d’un rayon, le statisticien doit décider quelle part de l’écart entre l’ancien prix et le nouveau relève du prix, et quelle part relève de la qualité. La méthode la plus employée en France et en Europe, le bridged overlap, ne mesure pas cette part : elle l’impute, en attribuant au produit remplacé l’évolution moyenne des produits non remplacés. Ce rapport établit quatre choses, sur pièces publiques. La critique de cette méthode n’est ni récente ni extérieure : l’Insee la formulait dans son manuel de 1998, Eurostat la classe en méthode B, voire C, depuis 2015, lui consacre une recommandation en 2021 et l’intègre à son manuel de 2024, où elle est déclarée « not suitable for clothing ». La France y recourt pourtant le plus là où elle est déconseillée (communications, habillement, ameublement, loisirs), et ne déclare plus aucune méthode explicite : les modèles hédoniques annoncés en 2021 et décrits « en production » par le manuel d’Eurostat de 2024 ont disparu sans notice ni évaluation. Aucune estimation d’ensemble de l’effet des ajustements de qualité n’a été publiée depuis 2004, et celle de 2004 ne couvre pas le renouvellement annuel de l’échantillon. Enfin, ni le suivi européen ni le contrôle national n’ont relevé ces constats. Le rapport ne chiffre pas le biais de l’indice français ; il montre que les conditions d’application de la méthode ne sont pas vérifiées là où elle est le plus employée, que personne ne les a vérifiées, et que les instruments pour le faire existent.
Mots clés
inflation, effet qualité, indice des prix, IPC, IPCH, bridged overlap, méthodes hédoniques, statistique publique
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Un indice des prix suit un panier fixe. Le panier, lui, ne tient pas en place : les produits disparaissent des rayons, les modèles se succèdent, les gammes se renouvellent. Selon l’Insee, « environ 5 à 10 % des produits suivis pour l’indice des prix évoluent » chaque mois (Daubaire 2023). Chaque disparition oblige le statisticien à trancher une question qui n’a pas de réponse observable : l’écart entre le prix du produit sortant et celui de son remplaçant est-il un mouvement de prix, qui doit entrer dans l’indice, ou une différence de qualité, qui doit en sortir ? C’est ce qu’on appelle l’« effet qualité », ou l’ajustement qualité.
Le débat public français sur ce sujet s’est tenu, quand il s’est tenu, sur le principe : faut-il corriger de la qualité ? La réponse est oui, et ce rapport la tient pour acquise. Sans ajustement, l’indice comparerait un ordinateur de 2026 à un ordinateur de 1996, et il ne verrait pas la hausse de prix dissimulée dans une bouteille qui passe de 1,5 litre à 1,25 litre. La thèse selon laquelle « l’effet qualité n’a rien à faire dans l’indice des prix » (Herlin 2018) est indéfendable, et le directeur général de l’Insee avait raison contre elle en décembre 2018 (Tavernier 2018). Ce rapport porte sur la méthode, c’est-à-dire sur une question que cette controverse n’a jamais abordée : comment l’écart de qualité est-il évalué, avec quelles hypothèses, et avec quel effet sur l’indice ?
En France, la réponse tient en deux mots anglais que l’Insee emploie lui-même : l’ajustement se fait « dans la plupart des cas par la méthode du bridged overlap » (Insee 2018). Cette méthode n’évalue pas la qualité. Elle suppose que le prix du produit disparu aurait évolué comme celui des produits qui n’ont pas été remplacés, et attribue tout le reste de l’écart à la qualité. L’hypothèse est raisonnable quand les prix d’un même segment se répondent instantanément. Elle ne l’est plus quand le produit sortant est soldé avant de disparaître, quand le remplaçant est lancé à un prix élevé, ou quand les produits qui restent en rayon sont justement ceux dont le prix baisse en fin de vie. Dans ces cas, une hausse de prix est comptée comme un gain de qualité, et l’inflation est sous-estimée.
Sans esprit de polémique, on établit ici quatre faits, qui se renforcent.
- La critique n’est ni récente ni extérieure. Le manuel méthodologique de l’Insee qualifiait en 1998 l’hypothèse sous-jacente d’« hypothèse, très forte » reposant sur des « hypothèses assez éloignées de la réalité », et concluait que « la meilleure manière semble être d’évaluer [la qualité] de façon explicite » (Insee 1998). Eurostat classe la méthode en catégorie B, voire C, depuis 2015 (Eurostat 2015a), lui a consacré une recommandation en juin 2021 (Eurostat 2021b), et l’a intégrée à son manuel de 2024, qui la déclare « not suitable for clothing or similar products » (Eurostat 2024a).
- La France y recourt le plus là où elle est déconseillée, et ne déclare plus aucune méthode explicite. Les métadonnées transmises à Eurostat donnent un recours au bridged overlap maximal dans les communications, l’habillement, l’ameublement et les loisirs, et 0,0 % de méthodes explicites dans les douze divisions (Insee 2026). Les modèles hédoniques que l’Insee annonçait en février 2021, et que le manuel d’Eurostat décrit encore « en production » en 2024, ont disparu sans notice ni évaluation publiée.
- L’effet n’est pas mesuré. La dernière évaluation d’ensemble date de 2004 (Guédès 2004) : 0,3 point pour l’année 2003, dont 1,7 % sur l’habillement. Elle ne couvre pas le renouvellement annuel de l’échantillon, par lequel les nouveaux modèles entrent pourtant d’abord dans l’indice, selon le rapport de conformité d’Eurostat de 2009 (Eurostat 2009).
- Aucun des dispositifs de contrôle n’a relevé ces constats. Eurostat s’était engagé en 2021 à suivre la mise en œuvre de sa recommandation ; les neuf procès-verbaux publiés depuis n’en disent rien. Le rapport de conformité de décembre 2024 conclut à la conformité de la France sans remarque sur l’ajustement qualité. Le Comité du label avait inscrit le projet hédonique à son avis de 2019 ; son avis de 2025 n’en dit plus un mot.
Trois précautions encadrent ces constats. Ce rapport ne chiffre pas le biais de l’indice français : les seules corrections publiées en Europe, celles de l’institut irlandais, déplacent certains sous-indices de plusieurs dizaines de points, mais l’indice d’ensemble de 0,03 à 0,15 point par an seulement, et rien ne permet de transposer ce chiffre. Il ne soutient pas que le biais joue toujours dans le même sens : le manuel de 1998 l’écrit, les défauts de la méthode « ne permettent pas de préjuger du sens dans lequel les erreurs se produisent », et c’est précisément pour cela qu’il faut les mesurer. Enfin il ne met pas en cause la sincérité d’une institution : la France publie davantage que la plupart des pays sur ses taux de remplacement, et le défaut de suivi est d’abord un défaut européen.
Par rapport aux travaux précédents (Geerolf 2024b, 2024a), on développe ici uniquement la question de l’effet qualité. Le cas des loyers, où le même mécanisme d’imputation est à l’œuvre, est traité dans un document séparé (Geerolf 2026b). Le rapport expose d’abord le principe et les méthodes (Section 1), puis le bridged overlap et ses cas d’échec (Section 2), ce que l’Insee a lui-même écrit de sa méthode (Section 3), la doctrine européenne (Section 4), l’épisode des modèles hédoniques (Section 5), le suivi de la recommandation (Section 6), un examen poste par poste (Section 7), les ordres de grandeur disponibles (Section 8) et l’architecture de contrôle (Section 9), avant de conclure sur ce qu’il faudrait publier (Section 10).
Une note de vocabulaire. On emploie la dénomination anglaise bridged overlap sans la traduire. C’est celle des textes européens, et c’est celle de l’Insee quand il désigne sa propre pratique. Le mot « recouvrement », souvent employé en français, désigne indistinctement deux méthodes différentes : l’overlap proprement dit, où les deux prix sont observés au même moment, et le bridged overlap, où le prix manquant est imputé à partir d’un « pont » d’autres produits. Les deux posent problème, pour des raisons en partie communes. L’overlap suppose que l’écart de prix observé au même moment mesure la différence de qualité. Or le remplacement intervient précisément quand l’écart est le plus grand sans que la qualité y soit pour rien : le produit sortant est en fin de vie, souvent soldé, et le produit entrant est vendu à son prix de lancement. C’est le cas typique des téléphones portables (Geerolf 2026a), et le manuel de l’OCDE montre que l’erreur peut alors aller dans les deux sens (Triplett 2006, 23). Le bridged overlap hérite de cette hypothèse et y ajoute une imputation : le prix manquant est remplacé par l’évolution d’un pont de produits qui, eux, n’ont pas changé. C’est la méthode la plus employée en France et celle que vise la recommandation d’Eurostat ; c’est pourquoi le rapport s’y attache surtout. Les anciens textes de l’Insee parlent de remplacement « en équivalent » (comparaison directe), « en dissemblable » ou « en dissemblable corrigé » (chaînage, puis bridged overlap).
1 Pourquoi ajuster de la qualité, et comment
1.1 Le principe
Un indice des prix mesure la variation du prix d’un panier constant. La consommation en valeur se décompose en un prix et un volume, et le volume a deux dimensions : la quantité et la qualité. Un supplément de qualité est donc, pour le calcul de l’indice, l’équivalent d’un supplément de quantité, et doit en sortir. Le rapport du Conseil d’analyse économique le formule ainsi : « pour l’économiste, la qualité est l’une des composantes du volume de la consommation, avec la quantité, et, en conséquence, elle ne doit pas influer sur le calcul de l’inflation » (Moati et Rochefort 2008). Le rapport Quinet dit de même : « La mesure de l’érosion monétaire nécessite de neutraliser ainsi tout effet qualité » (Quinet 2008).
Trois conséquences s’ensuivent.
Sans ajustement, l’indice confondrait le prix d’un produit avec celui d’un autre produit. Comparer le prix d’un micro-ordinateur de 2026 à celui d’un micro-ordinateur de 1996 sans rien corriger ne mesure pas une variation de prix. La note de l’Insee de 2018 pose bien la question : qui serait prêt aujourd’hui à payer plus de 50 € pour un PC sous Windows 95, avec 8 Mo de mémoire et 512 Mo de disque dur (Tavernier 2018) ?
L’ajustement corrige dans les deux sens. Lorsqu’une bouteille de soda passe de 1,5 à 1,25 litre à prix affiché inchangé, seul l’ajustement qualité fait apparaître la hausse de prix de 20 % que l’étiquette dissimule. La « réduflation » n’est visible dans un indice que parce que celui-ci ajuste de la qualité. Supprimer l’instrument, ce serait supprimer la seule manière de voir ces hausses-là.
L’ajustement conditionne le partage entre volume et prix. Un déflateur trop bas produit un volume trop élevé, et réciproquement. La mesure des prix n’engage donc pas seulement l’inflation : elle engage la croissance et le pouvoir d’achat. L’Insee l’écrit en ouverture d’un éclairage consacré à l’écart de croissance entre la France et l’Italie : « Mesurer l’activité en volume nécessite de prendre en compte les effets qualité. […] Cela suppose de mesurer la variation de prix de produits identiques, c’est-à-dire à qualité constante » (Giraud et Quévat 2017). On y revient à la Section 8.
Une réserve doit être notée, parce qu’elle est souvent la source des malentendus. Ce raisonnement vaut pour un indice de prix, et non pour un indice du coût de la vie. Le rapport Moati-Rochefort relève lui-même qu’une approche par les normes de consommation « conduit à s’interroger sur la pertinence de la prise en compte de l’effet qualité telle que pratiquée dans le calcul de l’IPC ». Quand la qualité supplémentaire est imposée (un pot catalytique, une norme de sécurité, une voiture électrique), le consommateur paie plus cher sans l’avoir choisi. C’est une autre discussion, légitime ; on l’aborde à la Section 7 pour les produits concernés par la transition écologique.
1.2 Les méthodes
La difficulté n’est donc pas de savoir s’il faut ajuster, mais comment évaluer une différence de qualité que personne n’observe directement. Deux familles de méthodes s’y emploient.
Les méthodes explicites attribuent une valeur monétaire à la différence de qualité, à partir d’une information extérieure au couple de prix. Les méthodes implicites ne l’évaluent pas : elles reconstruisent le prix manquant à partir de l’évolution d’autres produits, et attribuent le résidu à la qualité.
| Famille | Méthode | Principe | Usage typique |
|---|---|---|---|
| Explicite | Comparaison directe | la différence de qualité est nulle ; tout l’écart est du prix | remplacement par un produit jugé équivalent |
| Explicite | Ajustement de taille | la qualité varie comme le contenant | conditionnements, réduflation |
| Explicite | Coût des options | la qualité vaut le prix de marché des options ajoutées | automobile |
| Explicite | Jugement assisté | la qualité est évaluée par un expert, documents à l’appui | produits sans marché d’options, loyers réglementés |
| Explicite | Régression hédonique | la qualité vaut la somme des prix implicites des caractéristiques | électronique, informatique, loyers |
| Implicite | Overlap | les deux produits sont observés au même moment ; leur écart de prix est la qualité | données de caisse |
| Implicite | Bridged overlap | le prix manquant évolue comme un « pont » d’autres produits | très large : habillement, ameublement, électronique |
| Implicite | Chaînage mensuel et renouvellement | rééchantillonnage complet à chaque période | biens à forte rotation |
| Implicite | Link-to-show-no-price-change (LNP) | tout l’écart de prix est de la qualité | encadré par l’article 11(2) du règlement |
Les termes ne sont pas harmonisés : linking, splicing, chaînage, remplacement « en différent » ou « en dissemblable » désignent, selon les textes, l’une ou l’autre des méthodes implicites.
1.3 Un encadrement par les manuels, presque sans règle contraignante
La production des indices de prix est très normée. Au niveau international, le manuel de 2004 du Bureau international du travail (ILO 2004) et celui de 2020 du Fonds monétaire international (IMF 2020), cosignés par l’OCDE, Eurostat, les Nations unies et la Banque mondiale, recommandent de ne pas appliquer une seule méthode de façon systématique, de porter une attention particulière aux postes où les substitutions de produits sont fréquentes, et de préférer les ajustements explicites aux ajustements implicites. Le manuel de 2020 met en garde contre l’imputation par la moyenne d’ensemble, en particulier pour l’habillement (une baisse de prix en fin de saison ne reflète pas une moindre qualité par rapport au modèle suivant) et pour les téléphones portables. Le manuel d’Eurostat sur le partage volume-prix en comptabilité nationale va dans le même sens, et relève que le problème ne se limite pas aux produits de haute technologie (Eurostat 2016). Aux États-Unis, le Bureau of Labor Statistics a engagé dès les années 1990 un effort de remplacement des méthodes implicites par des méthodes explicites, y compris pour l’habillement (Moulton et Moses 1997), et publie aujourd’hui la liste de ses ajustements produit par produit.
Au niveau européen, la création de l’IPCH a été l’occasion d’un travail d’harmonisation considérable : deux éditions du manuel méthodologique (Eurostat 2018b, 2024a), des recommandations thématiques approuvées par les directeurs des statistiques macroéconomiques, et un manuel consacré à l’ajustement qualité, issu d’un projet réunissant l’Allemagne, l’Italie, les Pays-Bas, le Royaume-Uni, la Belgique, l’Autriche, le Portugal, l’Irlande et la Suède, mais pas la France (Destatis 2009). Le principe de comparabilité veut que toute différence entre les IPCH nationaux, « à tous les niveaux de détail », reflète uniquement des différences de variations de prix ou de structures de dépenses.
Deux remarques commandent la suite du rapport.
La hiérarchie des méthodes est explicite, et elle est ancienne. Dès 2015, Eurostat classe l’approche hédonique en méthode A et le bridged overlap en méthode B, voire C dans certaines configurations. Le manuel de 2024 a abandonné cette nomenclature, mais il en conserve l’ordre : pour les loyers, « a hedonic approach is a superior option compared to bridged overlap ».
Le choix entre méthodes n’est pas encadré par le droit. L’article 11 du règlement d’exécution impose de procéder à un ajustement lorsqu’il y a différence de qualité (Commission européenne 2020), mais, comme le note le manuel, « there is no recommendation as to which method should be used and therefore it is left to the Member State to choose ». La Banque centrale européenne en fait le constat dans le rapport de sa revue stratégique : l’ajustement qualité est une obligation légale, mise en œuvre pour environ la moitié du panier, et le système statistique européen offre à ce sujet beaucoup d’orientations « but almost no binding rules » (Banque centrale européenne 2021). Elle en tire la conséquence : un pays qui emploie par défaut une méthode attribuant tout l’écart à la qualité mesure une inflation plus basse qu’un pays qui compare directement les prix, et des différences systématiques existent aussi entre le bridged overlap et les méthodes explicites. L’écart d’inflation mesurée sur les biens industriels hors énergie entre décembre 2011 et décembre 2019, de −22,3 % en Irlande à +7,9 % en Allemagne, « may be partly explained by this factor ».
C’est donc sur le terrain du choix de méthode, laissé libre, que se joue ce qui suit.
2 Le bridged overlap et son point de rupture
2.1 La méthode
Le produit \(i\) suivi dans un point de vente disparaît au mois \(m\) et est remplacé par \(i'\). On ne dispose d’aucune période où les deux prix coexistent. On suppose alors que le prix qu’aurait eu \(i\) en \(m\) a évolué comme la moyenne des produits non remplacés du même agrégat élémentaire, et l’on attribue tout le résidu à la qualité. Avec un indice de Jevons, le facteur d’ajustement implicite du produit remplacé s’écrit
\[ \hat\alpha_{i} \;=\; \frac{p_{i',m}}{p_{i,m-1}}\;\Big/\;r_{B}, \qquad r_{B} = \Big(\prod_{j \in B} \frac{p_{j,m}}{p_{j,m-1}}\Big)^{1/|B|}, \]
où \(B\) est le « pont » de produits non remplacés et \(r_B\) son évolution. Selon que \(B\) rassemble tous les produits de l’agrégat ou un sous-ensemble ciblé, on parle d’imputation par la moyenne d’ensemble (overall mean imputation) ou d’imputation ciblée (targeted mean imputation). En France, le pont est constitué des produits de la même variété, dans la même région ou, à défaut, au niveau national.
Le manuel de l’IPCH rappelle l’hypothèse qui fonde la méthode : les prix des produits d’un même agrégat « react to each other instantaneously », de sorte qu’un écart de prix observé au même instant ne peut provenir que d’une différence de qualité (Eurostat 2024a).
La méthode porte plusieurs noms, ce qui a longtemps empêché de voir qu’une même littérature s’applique à tous. Le manuel de l’OCDE sur les ajustements de qualité, rédigé par Jack Triplett, l’appelle deletion, ou méthode « IP-IQ » (imputed price change, implicit quality adjustment), et dresse la table des équivalences : c’est ce qu’Eurostat a nommé bridged overlap, ce que le bureau américain des statistiques du travail appelle link, et ce que les statisticiens de l’Insee appelaient en 1999 « dissemblable corrigé » (Triplett 2006, 27, note 19). Triplett en dit deux choses. D’abord, que son effet est « one of the most misunderstood aspects of price index numbers ». Ensuite, que le sens du biais ne dépend pas de l’évolution de la qualité, mais de celle des prix : « If prices are rising, the method implicitly overadjusts for quality change, and understates inflation. If prices are falling […], the method symmetrically misses some of the price decline » (p. 27). Sa conclusion vise les producteurs : « statistical agency staffs in many countries still apparently do not understand the potential bias created by the IP-IQ method, nor that its bias can be substantial » (p. 32).
2.2 Les quatre situations où l’hypothèse échoue
La recommandation d’Eurostat de juin 2021 les énumère, et le manuel de 2024 les reprend mot pour mot (Eurostat 2021b, 2024a) :
« It is recommended to avoid applying bridged overlap in the following situations, unless duly justified: 1. The last price of the replaced (old) product-offer is a reduced price. 2. The first price of the new product-offer is a reduced price. 3. The first price of the new product-offer is unusually high. 4. The matched sample of product-offers includes reduced or atypical prices or shows a downward price trend during the product life cycle. »
Le tableau 4 de la recommandation donne le sens du biais dans chaque cas.
| Situation | Configuration | Sens du biais sur l’indice |
|---|---|---|
| 1. Dernier prix du produit remplacé réduit (soldes, déstockage) | nouveau prix ≫ ancien prix ; pont plat | baissier |
| 2. Premier prix du remplaçant réduit (prix d’appel) | nouveau prix ≪ ancien prix ; pont plat | haussier |
| 3. Premier prix du remplaçant anormalement élevé (lancement) | nouveau prix ≫ ancien prix ; pont plat | baissier |
| 4. Prix réduits ou atypiques dans le pont, cycle de vie à prix décroissant | pont nettement inférieur à 1 | baissier |
Le mécanisme est le même dans les quatre cas : le pont n’est pas représentatif de l’évolution qu’aurait connue le produit sortant. Trois situations sur quatre conduisent à sous-estimer l’inflation, et la recommandation généralise : « For most products, the bias tends to be in the same direction (most commonly downward) month after month. In any one month it does not make much difference, but when accumulated over a long period it can cause extreme results. »
L’exemple de la Figure 1 montre ce qui se passe quand le dernier prix relevé est un prix de liquidation et que le remplaçant entre au prix normal. La hausse du retour au prix courant est absorbée dans l’ajustement qualité et disparaît de l’indice : la baisse des soldes a été enregistrée, la remontée ne l’est jamais. Le manuel de 2024 le dit sans détour pour l’habillement : « If this is the case, the bridged overlap method will bias the index downward. »
2.3 Une illustration fournie par l’Insee
La situation 1 n’est pas une curiosité de laboratoire. C’est le régime ordinaire de l’électronique grand public, et la meilleure illustration publique française en est due à l’Insee. En décembre 2018, pour réfuter l’affirmation qu’« on voit rarement des marques reconnues baisser leurs prix », la note de l’institut produit un relevé des tarifs publics d’Apple à un an d’intervalle (Tavernier 2018).
| Modèle | Capacité | Octobre 2016 (€) | Octobre 2017 (€) | Variation |
|---|---|---|---|---|
| iPhone 7 | 32 Go | 769 | 639 | −17 % |
| iPhone 7 | 128 Go | 879 | 749 | −15 % |
| iPhone 7 Plus | 32 Go | 909 | 779 | −14 % |
| iPhone 7 Plus | 128 Go | 1 019 | 889 | −13 % |
| iPhone 6S | 32 Go | 659 | 529 | −20 % |
| iPhone 6S | 128 Go | 769 | 639 | −17 % |
| iPhone 6S Plus | 32 Go | 769 | 639 | −17 % |
| iPhone 6S Plus | 128 Go | 879 | 749 | −15 % |
| iPhone SE | 32 Go | 489 | 419 | −14 % |
| iPhone SE | 128 Go | 599 | 529 | −12 % |
Le commentaire de la note est le suivant : « À l’automne 2017, au moment de la sortie de nouveaux modèles, Apple a procédé à une baisse massive des prix de ses anciens téléphones, de 12 % à 20 %. » Ces modèles sont ceux qui vont sortir de l’échantillon ; leur dernier prix relevé est un prix réduit ; et le modèle qui les remplace entre à son tarif de lancement. C’est la situation 1 de la recommandation de 2021, et c’est le mécanisme que le manuel de 2024 décrit pour l’électronique : « newly arrived models are launched and retailers discount the previous models to clear the remaining stock. Therefore, using the price changes of the preceding models to impute the price changes for newly introduced ones can systematically result in an incorrect estimate of the true price change ».
Deux précisions limitent la portée du rapprochement. Les tarifs conseillés d’un constructeur ne sont pas les prix relevés en point de vente ; et le tableau porte sur dix produits d’une marque, ce que la note reconnaît (« un tel exemple n’a absolument rien de représentatif »). Il n’établit donc pas l’ampleur d’un biais. Il établit que le phénomène de marché qui fait échouer la méthode était connu et mobilisé par l’institut lui-même trente mois avant que la recommandation ne le nomme.
2.4 Une expérience contrôlée : la bière qui n’a pas changé
L’une des deux études sur lesquelles la recommandation s’appuie est une expérience de la Banque centrale européenne (Goldhammer, Henkel, et Osiewicz 2019). Les auteurs relèvent chaque jour, pendant soixante jours de l’automne 2018, les prix de la bière dans deux supermarchés en ligne allemands (28 698 relevés, 629 offres). Ils simulent ensuite un remplacement à chaque fin de promotion : le produit « disparaît » et il est « remplacé » par la même bière, au prix normal. La différence de qualité vraie est donc nulle par construction, et la comparaison directe donne la réponse exacte.
En soixante jours, le bridged overlap produit une baisse de 28 à 30 points là où la variation vraie est nulle (Figure 2). Les auteurs en tirent trois constats : une tendance baissière nette des deux méthodes implicites par rapport à la comparaison directe ; quelle que soit la formule d’indice ; et « downward trend for BO even more pronounced than for LNP ». Le protocole est extrême (un remplacement à chaque promotion), et il ne mesure pas le biais d’un indice réel. Il montre le sens du mécanisme sans confusion possible avec une évolution de la qualité.
Le mécanisme simulé n’a rien de propre à la bière, ni aux biens technologiques. Les auteurs le reprennent d’un papier de Statistics Sweden présenté au groupe d’Ottawa en 2013, qui lui donne un nom : le cycle « prix normal, prix soldé, remplacement » (Dalén et Tarassiouk 2013). Leur exemple : un produit relevé à 195 couronnes pendant trois mois, soldé à 99 pendant deux mois, puis remplacé par un autre à 225. Appliquer le bridged overlap à ce moment, écrivent-ils, « would lead to a devastating downward bias in the index », et la méthode ne devrait pas être employée là où de fortes hausses suivent les prix soldés. C’est le fonctionnement ordinaire de la grande distribution, où promotions et changements de référence se succèdent. L’Insee décrit le même enchaînement dans sa communication au groupe d’Ottawa sur les modèles hédoniques : « As the price of a product decreases some time before it is removed from sale, many of these methods can lead to a downwards bias when linking a new product to the replaced one » (Zafar et Himpens 2019).
2.5 Une asymétrie réglementaire
Le droit européen encadre explicitement l’une des méthodes implicites et pas l’autre. L’article 11 du règlement d’exécution (UE) 2020/1148 dispose (Commission européenne 2020) :
« 1. S’il n’existe aucune différence de qualité entre un produit remplacé et son remplaçant, les États membres comparent directement les prix observés. Dans le cas contraire, les États membres procèdent à un ajustement de qualité.
- Les États membres n’appliquent un ajustement de qualité égal à la totalité de la différence de prix entre le produit remplacé au cours du mois m−1 et son remplaçant au cours du mois m que si cela peut être justifié comme une estimation appropriée de la différence de qualité. »
Le paragraphe 2 vise le link-to-show-no-price-change, où l’écart entier est imputé à la qualité. La disposition remonte à l’annexe 6 du règlement de 1996 (Commission européenne 1996) ; elle a trente ans, et le manuel de l’Insee de 1998 en tirait déjà la conséquence : les remplacements en « dissemblable » proprement dits « devraient donc être évités conformément à ce règlement, alors que ceux en “dissemblable corrigé” sont autorisés » (Insee 1998).
Or la règle est rédigée sur une quantité (« égal à la totalité »), et non sur une méthode. Le facteur d’ajustement du LNP est le rapport des prix, \(p_{i',m}/p_{i,m-1}\) ; celui du bridged overlap est ce même rapport divisé par \(r_B\). D’où trois régimes.
| Évolution du pont | Ajustement du bridged overlap par rapport au LNP | Statut réglementaire |
|---|---|---|
| \(r_B > 1\) (prix du pont en hausse) | inférieur : une partie de l’écart reste du prix | libre |
| \(r_B = 1\) (pont plat) | égal : le bridged overlap est le LNP | article 11(2) : justification exigée |
| \(r_B < 1\) (prix du pont en baisse) | supérieur : la qualité absorbe plus que la totalité de l’écart de prix | libre |
La contrainte de l’article 11(2) ne mord donc qu’en un point. La région située au-delà, où l’ajustement excède le montant même que le règlement conditionne, n’est atteinte par aucune règle contraignante. Ce n’est pas une curiosité de bord : Eurostat construit lui-même l’exemple à l’annexe 4 de sa recommandation, avec un pont à 0,8, cas qui « can happen for consumer electronics ». Une hausse nominale de prix y ressort en baisse après ajustement qualité, résultat dont Eurostat écrit qu’il « would clearly need an investigation ».
Il serait faux d’en conclure que le LNP est « meilleur » que le bridged overlap. Le LNP est faux par construction : appliqué systématiquement, il garantit qu’aucune variation de prix ne passe jamais par les remplacements. Le bridged overlap est correct sous son hypothèse. L’énoncé exact est que l’erreur du LNP est bornée par l’écart de prix observé et qu’elle est visible, alors que celle du bridged overlap n’est ni bornée ni enregistrée, puisque le facteur \(\hat\alpha\) n’est qu’un sous-produit du calcul. Le droit contraignant vise la première ; la seconde relève d’une recommandation.
L’Italie en donne l’illustration. Son rapport de conformité de 2022 la déclare non conforme à l’article 11(2), pour son usage déclaré du LNP, et le suivi de 2025 constate que le problème n’est pas résolu. Un pays dont le bridged overlap produirait le même indice ne recevrait aucune exigence, parce qu’aucune disposition ne le vise.
2.6 Le test du corridor
En l’absence de méthode de calcul direct d’un biais d’ajustement qualité, la BCE reprend une proposition de la recommandation d’Eurostat (annexe 4) et encadre l’indice observé par deux cas extrêmes (Banque centrale européenne 2021, encadré 9). La borne haute est la comparaison directe, où tout l’écart de prix est du prix ; la borne basse est le LNP, où tout l’écart est de la qualité. Un indice durablement hors de ce corridor signale un biais, sauf pour les produits à progrès technique très rapide.
Le test a été conduit sur deux pays. En Autriche, où les méthodes sont explicites, l’indice ajusté tombe en moyenne à mi-chemin des deux bornes, et le corridor est large : jusqu’à 5,2 points de pourcentage en moyenne annuelle. En Italie, où les méthodes sont implicites et dominées par le bridged overlap, sept produits sur dix sont hors corridor, dont cinq sous la borne basse, et l’indice officiel se confond presque toujours avec la borne du LNP : « price changes in replacement situations are mainly attributable to changes in quality ».
Par ses méthodes déclarées, la France appartient à la famille italienne. Le test n’a pas été conduit pour elle. Il ne demande aucune méthode nouvelle et aucune donnée de caractéristiques : il demande, pour chaque remplacement, l’ancien prix, le nouveau et le pont.
2.7 Trois sens du mot chain drift
Le rapport de la BCE aide enfin à démêler un terme que la littérature française emploie de façon confuse. Il recouvre trois choses. La première est un défaut de traitement des remplacements : « Chain drift is a systematic bias, normally downward, in a price index caused by failing to compare the prices of outgoing and incoming products in replacement situations » (note 29). La deuxième est un artefact des identifiants de produits dans les données de caisse ou moissonnées : un t-shirt jaune dont le prix baisse jusqu’à sa disparition, remplacé par un t-shirt jaune presque identique, à un prix plus élevé et sous un autre code, produit « a negative chain drift and constantly negative inflation » si les deux sont traités comme des produits différents (note 59). La troisième est le biais mécanique du chaînage à haute fréquence, auquel répondent les méthodes multilatérales. Aucune des trois ne doit être confondue avec le chaînage annuel sur décembre, qui n’est pas un biais mais peut amplifier une rupture de série.
L’Insee a nommé le deuxième mécanisme dans sa note de 2020 sur les données de caisse : le code-barres est un identifiant « slightly too restrictive, which could lead to an underestimation of inflation if appropriate processing operations are not performed », parce que les changements d’emballage, qui changent le code, « are often accompanied by price increases even if the nature and quality of the product remains unchanged » (Insee 2020b). La parade est le rattachement des codes-barres par caractéristiques. La fréquence à laquelle elle échoue n’est pas publiée.
3 Ce que l’Insee a écrit de sa propre méthode
3.1 Le manuel de 1998
La critique la plus directe de la méthode figure dans le manuel méthodologique officiel de l’indice français, le dernier publié (Insee 1998, 102‑5) :
« Cela revient à faire l’hypothèse, très forte, que la différence de prix entre les deux produits à la date t est exactement égale à la différence de qualité […] Dans la pratique, cette méthode, qui repose sur des hypothèses assez éloignées de la réalité, est encore fragilisée par le fait qu’en général il n’existe pas de période de recouvrement entre l’observation des prix du produit qui disparaît […] et celle du produit qui le remplace. On ne sait donc rien de l’évolution entre t−1 et t. »
Et l’objection logique, en note :
« Si la totalité de la différence de prix observé en t s’expliquait par la différence de qualité, les deux produits auraient dû coexister sur le marché au moins un certain temps. »
Le « dissemblable corrigé », c’est-à-dire le bridged overlap, est présenté comme une amélioration qui « n’est pas pleinement satisfaisante », et le manuel conclut : « C’est pourquoi l’Insee, comme les autres instituts de statistique européens, s’est orienté vers d’autres méthodes de traitement de l’évolution de la qualité. La meilleure manière semble être d’évaluer celle-ci de façon explicite. » Il indique qu’une méthode hédonique « a été testée et mise en application en 1997 pour les lave-vaisselle » et qu’elle est « testée dans le secteur de l’habillement ».
Le manuel donne aussi les deux sens possibles de l’erreur. Pour les micro-ordinateurs à la fin des années 1980, l’écart entre le chaînage et un traitement hédonique avait été chiffré à −4,4 % par an : le chaînage surestimait la hausse des prix. Mais « pour certains autres marchés on ne peut éviter l’hypothèse de hausses de prix masquées à l’occasion de changements de produits. La méthode de chaînage annulera alors abusivement une hausse de prix. Par exemple, un “marketing” bien fait permet de vendre le nouveau produit plus cher que ne l’autoriserait la seule différence de qualité ; de même il semblerait que les laboratoires pharmaceutiques, soumis à un contrôle des prix rigoureux, soient enclins à pratiquer des hausses de prix dissimulées lors du lancement de variantes de produits existants. » D’où la conclusion, qu’il faut reprendre à son compte : les défauts de la méthode « ne permettent pas de préjuger du sens dans lequel les erreurs se produisent ».
Une note de bas de page mérite enfin d’être relevée : les méthodes hédoniques « ont d’ailleurs été utilisées, puis abandonnées, dans les années soixante et soixante-dix ». L’épisode des années 2020 (Section 5) n’est donc pas le premier.
3.2 Guédès (2004), et ce qu’il ne couvre pas
Le seul chiffrage d’ensemble de l’effet des ajustements de qualité sur l’indice français date de 2004, à la suite de la polémique lancée par Michel-Édouard Leclerc sur le pouvoir d’achat (Guédès 2004) : « L’ensemble des ajustements de qualité a réduit l’évolution de l’indice de 0,3 % sur l’année 2003 : en l’absence d’ajustements, l’indice des prix à la consommation aurait ainsi augmenté de 2,5 % au lieu de 2,2 % entre décembre 2002 et décembre 2003. »
L’habillement est de loin le premier poste (Figure 3) : 1,7 % par an sur son propre indice, près de 10 % des produits y étant remplacés chaque mois. Les biens électroniques relèvent de « loisirs et culture » (0,5 %) et de l’équipement ménager (0,6 %). Sur les 14 000 ajustements étudiés, 53 % traduisent une amélioration de la qualité, 39 % une baisse et 8 % sont neutres.
Deux précisions importent. La première est que cette estimation a vingt-deux ans et n’a jamais été refaite. La seconde est qu’elle ne couvre pas tout. Chaque année, l’échantillon est renouvelé : le nouvel échantillon est relevé dès décembre, en parallèle de l’ancien, et l’indice de janvier est calculé entièrement sur le nouveau. Guédès en décrit le mécanisme : « Les deux échantillons ne sont donc pas comparés directement (on dit que les deux indices sont chaînés) et les disparitions ou apparitions de produits, comme le changement de pondération, n’ont pas d’impact sur l’évolution de l’indice de janvier. » Le manuel de 1998 écrivait déjà que le taux de remplacement en dissemblable (plus de 55 % des remplacements observés en magasin) « serait même plus important » si l’on y intégrait « la recomposition régulière de l’échantillon qui est effectuée au mois de décembre de chaque année ». Les diaporamas présentés au comité des utilisateurs en 2018 décrivent le même mécanisme (Insee 2018).
Autrement dit, la part de l’effet qualité que l’on a chiffrée est la part infra-annuelle. Au renouvellement de décembre, l’écart de prix entre l’ancien et le nouvel échantillon n’est pas attribué à la qualité par un calcul : il n’est pas mesuré du tout, ce qui revient au même pour l’indice. Eurostat relevait dans son rapport de conformité de 2009 que le renouvellement annuel implique « a substantial recourse to overlapping », et qu’il importe, pour les automobiles notamment, que l’indice reflète pleinement les variations de prix au moment où les nouveaux modèles sont introduits (Eurostat 2009). Personne n’a jamais mesuré cet écart, et les données pour le faire existent : les deux relevés de décembre sont dans le système d’information.
3.3 Le document de travail de 2017 sur les données de caisse
Les métadonnées que l’Insee transmet à Eurostat justifient le traitement de la qualité dans les données de caisse par une phrase : « All quality correction methods tested in the paper lead to statistically-identical price indices » (Insee 2026). Le papier en question est un document de travail de 2017 (Léonard et al. 2017). Sa lecture appelle trois corrections.
Le champ. Treize familles de produits alimentaires et de grande consommation (yaourts, chocolat, fromages, papier toilette, jus de fruits, œufs, pizzas surgelées, café). Aucun bien durable, aucun bien électronique.
La conclusion. Elle désigne une méthode de référence : « Hedonic method still appears as the reference method, but Bridged overlap with real price increase, Overlapping and even Link-to-show-no-price-change methods do not lead to significantly different price indices. Nevertheless, in case of replacement, the estimated correction coefficient may differ significantly of Hedonic’s quality adjustment which shows, even if the consequences are negligible for the index, that we must keep an eye on this. »
Les réserves. Le résumé précise que les différences entre méthodes sont négligeables « as the accuracy required for the index is not too high », mais que « if the required accuracy is higher, then the differences between the quality adjustment methods may become problematic, even for food product as tested in this paper ».
Sur le papier toilette, l’hédonique et le bridged overlap tombent de part et d’autre de zéro, à 0,7 point d’écart ; sur le café en dosettes, l’écart est d’un point, dans l’autre sens (Figure 4). Une famille et une année ne prouvent rien de général, mais la formule « statistically-identical » ne décrit pas ce que le papier montre. On note aussi que le LNP et le bridged overlap y sont numériquement indiscernables : la méthode que le règlement encadre et celle qu’il laisse libre donnent, sur ces données françaises, le même chiffre.
3.4 L’article de 2020 sur l’économie numérique
La seule évaluation française publiée depuis 2004 est un article d’Économie et Statistique consacré à l’économie numérique (Aeberhardt et al. 2020). Il simule l’IPC de 2016 à 2018 sans aucun ajustement de qualité sur deux groupes de produits, le matériel de téléphonie et le matériel audiovisuel, photographique et informatique : « Sans ajustement qualité, l’indice d’ensemble aurait été plus dynamique de 0,1 point par an. »
Ce chiffre a servi depuis à borner le sujet. Trois remarques le remettent à sa place.
Il porte sur deux groupes de produits, et non sur l’indice. D’après Guédès, c’est l’habillement qui porte l’effet le plus fort, loin devant les postes qui contiennent l’électronique ; celle-ci est le poste le plus discuté, et non le plus massif. Le débat français sur l’effet qualité s’est constitué sur le cas le moins représentatif de son objet.
Il n’est pas petit. La seule estimation française du biais total de l’IPC donne 0,25 point par an (Lequiller 1997), et la BCE précise qu’elle exclut l’effet qualité et les nouveaux produits, « for which no estimate was provided » (Banque centrale européenne 2021). Deux groupes de produits étroits donnent donc une borne du même ordre de grandeur.
L’article énonce enfin le mécanisme du biais, un an avant la recommandation d’Eurostat : « Les méthodes de recouvrement neutralisent toute la différence de prix liée à l’introduction d’un nouveau produit, comme une différence de qualité. Si le nouveau produit est proposé à un prix plus élevé que la nouvelle qualité qu’il incorpore, tablant sur l’attrait pour la nouveauté, le modèle par recouvrement sous-estimera l’inflation. » Il ajoute que la méthode suppose des prix concurrentiels qui s’ajustent très rapidement, et que « les politiques de prix pour les nouveaux produits ou les produits vieillissants peuvent toutefois ne pas respecter ces hypothèses ». Il indique que, sur ces produits, les ajustements se font « dans leur quasi-totalité par une méthode de recouvrement », les modèles hédoniques testés s’étant « révélés de piètre qualité ». Et il chiffre l’écart avec l’Allemagne, qui emploie des modèles hédoniques : plus de 6 points par an depuis le début des années 2000 sur le matériel de téléphonie, près de 3 points sur le matériel audiovisuel et informatique.
Les auteurs en minimisent la portée pour la mesure du PIB, puisque ces biens sont importés et que l’erreur sur la consommation se compense avec celle sur les importations. Pour la mesure du pouvoir d’achat, la compensation n’existe pas : la consommation inclut les biens importés.
3.5 La note de 2020 sur les données de caisse et le billet de 2023
Deux textes décrivent la pratique actuelle. La note de février 2020 est le meilleur document public du corpus (Insee 2020b). Pour la collecte en magasin, elle décrit le bridged overlap. Pour les données de caisse, le remplaçant est choisi dans le même segment de consommation et le même point de vente, et son prix passé est retrouvé rétrospectivement, deux mois avant la disparition du produit remplacé, « to avoid taking into account, as an indication of lower quality, the fact that products at the end of their life generally see their prices fall ». Cette reprise en m−2 est exactement l’une des parades que recommandera Eurostat, et elle est à porter au crédit du dispositif.
Le rapport de conformité de 2024 en donne la raison dans les mêmes termes : pour les données de caisse, le prix du remplaçant deux mois plus tôt est utilisé « to avoid any impact from price-cutting strategies in month m-1 on the estimated difference in quality » (Eurostat 2024b). La parade vaut pour un déstockage d’un mois. Dans l’exemple suédois cité plus haut, le prix soldé dure deux mois : reculer de deux mois tombe encore sur le prix soldé. Aucun document public ne dit combien de temps durent les baisses de fin de vie dans les données de caisse françaises, ni ce que devient l’indice quand on recule de trois mois ou davantage.
Le billet de blog de décembre 2023 est le seul texte public français qui nomme le bridged overlap et qui cite, lien à l’appui, la recommandation de juin 2021 (Daubaire 2023). Il n’en reprend pourtant aucun contenu. Le titre d’une de ses figures présente le traitement des remplacements comme ce qui « permet de ne pas sous-estimer l’inflation », alors que la recommandation citée existe parce que la méthode produit un biais, le plus souvent baissier. Il place sous le même mot, « recouvrement », l’overlap et le bridged overlap. Et il énonce pour les données de caisse l’hypothèse sans restriction : « En observant simultanément les prix du produit amené à disparaître et de son successeur on peut considérer que l’écart entre ces deux prix est une mesure de l’effet qualité. » Sur les méthodes hédoniques, il se borne à écrire qu’elles « peuvent également être utilisées », sans nommer aucun produit.
3.6 Une pédagogie qui conclut avant de mesurer
L’Insee a beaucoup expliqué l’effet qualité : un épisode de sa série vidéo sur l’inflation en 2022, des pages pédagogiques, plusieurs billets de blog. Ces contenus ne dissimulent pas le mécanisme. Le billet sur la fin des voitures thermiques est même plus explicite que la documentation technique : « l’écart de prix entre voitures thermique et électrique est interprété comme une différence de qualité entre les deux biens. […] Mais ce raisonnement ne tient plus quand la bascule est imposée par la réglementation et ne résulte pas d’un choix », de sorte que le surcoût « ne sera pas directement retracé par l’indice des prix à la consommation » (Debauche, Pesme, et Blanchet 2024).
Chaque texte suit en revanche la même structure : exposer le mécanisme, puis en borner l’ampleur. Le problème de mesure sur les voitures « sera au final d’une ampleur limitée » ; ne pas ajuster sur les biens technologiques ne changerait l’indice que de 0,1 point ; les conséquences sur le PIB sont « minimes » ; les effets sont « relativement limités sur l’analyse globale » même s’ils « peuvent être significatifs sur certains produits spécifiques » (Cnis 2025). Or la borne n’a jamais été mesurée pour l’indice entier depuis 2004. Ce n’est pas la pédagogie qui est en cause, c’est la conclusion qui précède la mesure. Elle conduit à expliquer l’écart entre l’inflation mesurée et l’inflation ressentie par les « biais cognitifs » des ménages (Tavernier 2024), alors qu’il existe des sources de biais de mesure que la statistique publique n’a pas évaluées.
4 La doctrine européenne : 2015, 2021, 2024
4.1 2015 : méthode B, et parfois C
La première classification explicite du bridged overlap dans un texte européen approuvé n’est pas de 2021 mais de juin 2015. Elle figure dans la recommandation sur le traitement des loyers, issue d’un groupe de travail sur l’amélioration de la qualité de l’IPCH et approuvée par les directeurs des statistiques macroéconomiques (Eurostat 2015a) :
« If a quality adjustment is needed, a hedonic approach is considered an A-method and bridged overlap a B-method. When using bridged overlap, targeted mean imputation is preferred. »
Le texte explicatif décline la classification cas par cas, et il est plus sévère. Le bridged overlap n’y est jamais une méthode A. Il est classé méthode C, c’est-à-dire proscrit, dans les deux configurations où il n’y a pas de changement de qualité réel à corriger (entretien courant, changement de locataire sans travaux), au motif que « regular repairs and maintenance serve only to maintain the quality of the dwelling ». Quand il n’y a rien à corriger, imputer la variation moyenne à la place du prix observé n’est pas neutre.
Deux enseignements. La préférence pour l’imputation ciblée sur l’imputation par la moyenne d’ensemble date de 2015. Et l’argument de l’état de l’art (le texte est récent, sa mise en œuvre demande du temps) perd de sa force : les directeurs, France comprise, ont approuvé ce classement il y a plus de dix ans, pour une mise en œuvre annoncée en janvier 2016.
4.2 2021 : la recommandation, adoptée sans amendement
Le procès-verbal de la réunion des directeurs des 16 et 17 juin 2021 est public (Eurostat 2021a). Son point 8 tient en sept lignes :
« Eurostat presented a Recommendation on the use of the “Bridged Overlap” method in the HICP for endorsement by the DMES. The Bridged Overlap is a method to account for quality change in price indices. It is frequently used by countries but can in certain circumstances lead to bias. The Recommendation outlines the conditions under which the method should not be used, suggests to monitor closely the impact of the use of the method, and proposes alternatives that could be used.
The DMES endorsed the Recommendation without amendment. It will be published on the Eurostat website and Eurostat will monitor the implementation of the Recommendation in the Member States in the years to come. »
Trois éléments sont à relever. L’argument de prévalence (la méthode est la plus répandue) figure dans la même phrase que le constat de biais : la fréquence d’usage est la prémisse de la recommandation, pas une réponse à celle-ci. L’adoption est intervenue sans amendement ni réserve consignée, la France figurant sur la liste des participants. Et Eurostat prend un engagement de suivi, sur lequel on revient à la Section 6.
La recommandation comporte trois volets (Eurostat 2021b). Le premier énumère les quatre situations à éviter (Table 2). Le deuxième demande une analyse d’impact régulière, « over longer periods », et « especially relevant in product categories with a high number of bridged overlap replacements compared to sample size » ; il précise que cette analyse peut être conduite sans données supplémentaires, en recalculant l’indice par comparaison directe ou par LNP. Le troisième propose des traitements de substitution : comparaison directe, méthodes explicites, imputation ciblée, retour au dernier prix « normal », meilleur choix du moment du remplacement, pont calculé depuis la période précédant la baisse de prix.
Le statut de ces textes n’est pas anodin. La procédure d’approbation adoptée par les directeurs en mars 2014 précise que les recommandations IPCH « are not legally binding » mais qu’« they are used by Eurostat to assess the quality and degree of comparability of the national HICPs/HPIs » (Eurostat 2014). Ce ne sont pas des vœux. C’est, de l’aveu d’Eurostat, l’instrument d’évaluation de la comparabilité.
4.3 2024 : le manuel l’incorpore, et durcit par poste
La même procédure prévoit l’incorporation des recommandations au manuel méthodologique lors de ses mises à jour. Elle a été suivie. L’expression bridged overlap apparaît quatre-vingt-une fois dans l’édition 2024 du manuel, sur vingt et une pages, et la recommandation de juin 2021 y est citée en six notes de bas de page (Eurostat 2024a).
Le manuel reprend la recommandation 1 mot pour mot (§ 6.3.7), reproduit la liste des traitements de substitution (§ 6.7.1), et y ajoute une prescription de dispositif :
« It is recommended to constantly monitor and identify replacement situations in which the underlying assumptions of bridged overlap are either significantly or systematically not satisfied and modify the replacement and quality adjustment procedures where feasible. »
Surtout, il durcit là où la recommandation restait générale.
| Poste | Ce que dit le manuel de 2024 |
|---|---|
| Tableau de synthèse 6.5.8 | bridged overlap : « Not suitable for clothing or similar products » |
| Habillement et chaussures (§ 12.7.4.4) | « the bridged overlap method will bias the index downward » ; rétablir le dernier prix normal ; « This method should be used only in exceptional cases » |
| Loyers (§ 12.4) | « a hedonic approach is a superior option compared to bridged overlap » ; imputation ciblée préférée ; jugement assisté si les loyers sont réglementés |
| Biens électroniques (§ 12.9) | « the real possibility of biasing the index when prices are falling at the same time as the quality of the electronic good is improving » ; « many NSIs have found that hedonic methods are the best option » |
| Automobiles (§ 12.3) | admis pour les changements fondamentaux de modèle, après l’hédonique ; coût des options « often used » |
Une réserve doit être posée. Le corps du chapitre 6 reste accueillant à la méthode : il la décrit comme la « forme implicite générique », adaptée au « marché concurrentiel », et concède qu’elle « can also be defended on the grounds of neutrality ». Un compilateur qui s’en tient au cadrage général y trouve son compte sans croiser les restrictions par poste. L’intégration porte d’ailleurs des traces de hâte : on lit, au milieu de la section sur le chaînage mensuel, une phrase agrammaticale (« This method should be avoided and when need following the Eurostat recommendations on Bridged overlap »). La recommandation a été insérée dans le manuel plutôt qu’intégrée à son raisonnement.
4.4 Ce que la BCE en dit
Le rapport de la revue stratégique de la BCE, publié trois mois après la recommandation, en reprend le diagnostic et demande trois choses au système statistique européen (Banque centrale européenne 2021). Davantage d’harmonisation, d’abord : l’hétérogénéité des pratiques d’ajustement qualité « may call for a stronger effort by the ESS towards more harmonisation », afin de « prevent the generation of artificial cross-country inflation differentials in some HICP components where products across countries are very similar ». Davantage de transparence sur les changements de méthode, ensuite, avec une évaluation annuelle consolidée de leurs effets ; l’Insee y est cité en exemple pour ses notes annuelles et ses évaluations d’impact des données de caisse. Davantage de recherche, enfin : la BCE constate qu’« in the 20-plus years since then, it seems that no studies based on national granular CPI data for European countries have been conducted », qu’il n’existe pratiquement pas d’intervalles de confiance pour les indices de prix, et que subsiste « a knowledge gap concerning the size of the overall measurement bias of the HICP ».
5 L’hédonique à l’Insee : documentée à l’entrée, jamais à la sortie
L’épisode qui suit est le plus instructif du dossier. Il ne porte pas sur un enjeu quantitatif important : les modèles hédoniques n’ont jamais concerné qu’une petite part des remplacements. Il montre comment un changement de méthode peut être annoncé, décrit à Eurostat, puis retiré, sans qu’aucun des dispositifs d’information ou de contrôle n’en garde la trace.
5.1 L’annonce de 2021
Chaque année en février, l’Insee publie une note qui documente les changements de méthode de l’IPC. Celle de février 2021 comporte une section intitulée « Greater use of hedonic models » (Insee 2021) :
« To meet this limit, web-based robot collections or webscraping have been implemented to collect larger volumes of information on the prices and characteristics of electronic products. Hedonic models have thus been estimated for laptops (and used since 2020) and smartphones (since 2021). They complete the hedonic models previously used for dishwashers, televisions, washing machines, refrigerators and bestsellers. »
Soit un inventaire de sept familles de produits : lave-vaisselle, téléviseurs, lave-linge, réfrigérateurs et best-sellers avant 2020, ordinateurs portables en 2020, smartphones en 2021. C’est le seul endroit où l’Insee a publié la liste de ses modèles. L’annonce est présentée comme un progrès : le moissonnage de sites marchands lève la contrainte classique de l’hédonique, qui exige de grands échantillons et de nombreuses caractéristiques observées. Elle correspond au projet que le Comité du label avait inscrit à son avis de 2019 : « la mise en place de prix hédoniques pour certains produits, permettant des estimations à qualité constante » (Comité du label de la statistique publique 2019).
Les métadonnées transmises à Eurostat disent la même chose à la même date. Le millésime certifié le 22 décembre 2020 énumère les mêmes produits et précise que les robots de collecte développés pour les ordinateurs et les smartphones « are used only to estimate hedonic models ». L’hédonique existait d’ailleurs avant : le millésime certifié en octobre 2012, le seul à être chiffré, déclare que « for durables, two versions of the bridged overlap account for some 80 % of the replacements and about 10 % use hedonics », et que « hedonics account for 2 to 3 % of all replacements ».
5.2 Le silence de 2022 à 2026
Les cinq notes annuelles suivantes ne contiennent plus le mot. Ce silence ne signifierait rien si la série était muette sur les méthodes, mais elle ne l’est pas : la note de 2026, année du changement de base, documente avec précision la réduction de l’échantillon géographique, l’effet chiffré du changement de nomenclature sur les pondérations, la rétropolation des séries et l’extension du moissonnage aux réservations hôtelières. Elle ne dit rien de l’ajustement qualité.
Pendant ce temps, le paragraphe hédonique disparaît des métadonnées. Il figure encore dans la version révisée le 16 juin 2022, où la section a été relue et corrigée au caractère près. Dans le millésime certifié le 4 février 2026, la section est reprise presque mot pour mot, le paragraphe hédonique en moins, et le questionnaire harmonisé porte (Insee 2026) :
« Please list the products for which are hedonic quality adjustment methods used. — No hedonic method is used. »
Le même fichier mentionne pourtant ailleurs (concept 18.3) que le centre des prix de Bordeaux vérifie les caractéristiques techniques des biens durables avant de choisir le remplaçant, « in certain cases, by using a hedonic model », et déclare le coût des options pour les voitures neuves, alors que la colonne des méthodes explicites du tableau des taux de recours est à 0,0 % dans les douze divisions. Une lecture de bonne foi existe : un modèle peut servir à choisir le remplaçant sans servir à corriger le prix, et le tableau peut ne pas couvrir les indices calculés à part. Elle demande à être confirmée.
5.3 2024 : deux documents d’Eurostat qui ne disent pas la même chose
Le manuel méthodologique de l’IPCH, édition 2024, consacre une annexe à la France : « Quality adjusting electronic goods in France » (annexe 12.9.4). Le texte est au présent :
« Hedonic models can be estimated with traditional hedonic regressions or other predictive methods, including machine learning algorithms. This is what Insee is currently doing in production for two electronic goods: laptops and smartphones. »
L’annexe décrit une chaîne complète : moissonnage de deux sites marchands nommés, nettoyage des données, sélection des variables par des méthodes à base d’arbres ou des régressions pénalisées, performance des modèles, ré-estimation des coefficients chaque mois de décembre et modification en conséquence du formulaire des enquêteurs. Les annexes par pays sont des contributions nationales (« A number of countries provided examples from their practices which have been included »), et celle-ci cite un travail de l’Insee de 2019 (Zafar et Himpens 2019), que la BCE donnait elle aussi en exemple de bonne pratique en 2021.
Le manuel est publié le 21 février 2024 et révisé le 26 septembre 2024. La réunion de conformité entre Eurostat et l’Insee se tient le 25 septembre 2024. Le rapport de conformité est signé le 13 décembre 2024 (Eurostat 2024b). Sa section sur les remplacements et l’ajustement qualité indique : « Currently, no hedonics are implemented. » Elle conclut à la conformité, sans exigence ni recommandation.
Entre-temps, le comité des utilisateurs de l’IPC s’est réuni le 4 mars 2025. Le compte rendu indique que l’Insee « n’utilise actuellement pas de méthodes hédoniques », qu’« il n’en allait pas de même il y a quelques années », et qu’Eurostat a interrogé l’Insee sur les produits électroniques dans le cadre de l’exercice de conformité (Insee 2025). Cette interrogation n’apparaît pas dans le rapport.
5.4 Ce que l’épisode établit
Trois lectures restent possibles. Dans la première, les modèles ont été arrêtés entre la mi-2022 et 2024, et le manuel a pris du retard ; mais un abandon récent d’ajustement explicite sur des postes à progrès technique rapide est ce qu’un exercice de conformité existe pour relever. Dans la deuxième, une partie du dispositif subsiste, et les déclarations de 2024 et 2026 sont incomplètes. Dans la troisième, les deux instruments ne se parlent pas : l’annexe du manuel vient du versant méthodologique, la réponse au questionnaire de conformité du versant production, et personne n’a recoupé. Cette dernière lecture ne suppose de mauvaise foi nulle part, et elle est cohérente avec le reste du dossier.
Quelle que soit la lecture retenue, quatre propositions tiennent sur pièces publiques.
- L’Insee a disposé d’un dispositif hédonique sur les biens électroniques et l’a décrit à Eurostat pour le manuel de référence de 2024.
- Il déclare, dans l’exercice de conformité de la même année et dans ses métadonnées depuis, n’utiliser aucune méthode hédonique.
- Le retrait n’a été signalé nulle part, alors qu’une obligation écrite le prévoyait. La série des notes annuelles existe parce que le Comité du label l’a demandée en 2019, et le même avis ajoute : « Si des modifications plus importantes impactant le processus devaient intervenir au cours de la période couverte par le label, sur les concepts, les méthodes d’agrégation ou d’estimation, l’ingénierie de collecte, les prescriptions internationales, le service devrait les présenter au Comité du label » (Comité du label de la statistique publique 2019). Le label courait de 2020 à 2024 : la mise en place comme le retrait tombent dans sa fenêtre.
- Aucun des deux dispositifs de certification n’a rien relevé. Le rapport d’Eurostat ne note ni l’écart avec son propre manuel, ni la contradiction interne des métadonnées qu’il audite. Le Comité du label, dans son avis de renouvellement, salue l’aboutissement de quatre des projets de 2019 et ne mentionne pas le cinquième (Section 9).
L’enjeu n’est pas le poids de ces modèles dans l’indice, qui était faible. Il est double. D’une part, les raisons du retrait n’ont jamais été publiées, pas plus que son effet sur les sous-indices concernés : une rupture de méthode a été introduite sans mesure. D’autre part, la logique de la recommandation d’Eurostat est que le bridged overlap soit écarté quand ses hypothèses ne sont pas satisfaites, au profit de la comparaison directe ou d’une méthode explicite. Si les modèles ont été retirés parce que leurs résultats s’écartaient de ceux de la méthode implicite, c’est la logique inverse qui a prévalu ; faute d’évaluation publiée, on ne peut pas le savoir.
On note enfin que c’est au moins le troisième cycle. Le manuel de 1998 signale que des méthodes hédoniques ont été « utilisées, puis abandonnées, dans les années soixante et soixante-dix », puis reprises en 1997 pour les lave-vaisselle. Aucun de ces abandons n’a fait l’objet d’une évaluation publiée.
6 La mise en œuvre : un suivi qui n’a pas eu lieu
6.1 Neuf procès-verbaux, aucune mention
L’engagement de juin 2021, « Eurostat will monitor the implementation of the Recommendation in the Member States in the years to come », a été pris devant les directeurs et consigné à leur procès-verbal. Il est vérifiable, parce que ces procès-verbaux sont publiés.
On a dépouillé l’intégralité de la bibliothèque publique du groupe des directeurs des statistiques macroéconomiques (DMES) : 226 documents, de la première réunion du 30 juin 2010 à celle de décembre 2025, dont la série complète des procès-verbaux (annexe C). Sur l’ensemble du corpus, l’expression bridged overlap n’apparaît que dans deux fichiers : le document de juin 2015 sur les loyers et le procès-verbal d’adoption de juin 2021. Neuf réunions se sont tenues depuis l’adoption ; aucune n’en fait mention.
| Réunion | Procès-verbal | Mentions de « bridged overlap » | Sujets IPCH inscrits |
|---|---|---|---|
| 9-10 déc. 2021 | DMES/2022/06-02 | 0 | logement occupé par son propriétaire (réponse à la BCE) |
| 21-22 juin 2022 | DMES/2022/12-02 | 0 | rapport d’étape sur le logement des propriétaires |
| 14-15 déc. 2022 | DMES/2023/06-02 | 0 | rapport du groupe de travail sur le logement des propriétaires |
| 26-27 juin 2023 | DMES/2023/12-02 | 0 | point sur le logement des propriétaires |
| 12-13 déc. 2023 | DMES/2024/07-02 | 0 | COICOP 2018 ; immobilier commercial |
| 1-2 juill. 2024 | DMES/2024/12-02 | 0 | programme de recherche sur le logement des propriétaires |
| 12-13 déc. 2024 | DMES/2025/06-02 | 0 | recommandations sur les jeux de hasard, approuvées |
| 19-20 juin 2025 | DMES/2025/12-02 | 0 | mise en œuvre de la COICOP |
| déc. 2025 | DMES/2026/05-02 | 0 | changements de l’IPCH en 2026 |
L’IPCH n’a donc pas quitté l’ordre du jour, mais l’ajustement qualité n’y revient jamais. On objectera que le suivi technique se fait au niveau du groupe de travail des statistiques de prix, dont les comptes rendus ne sont pas publics. Mais l’engagement a été pris devant les directeurs ; la chaîne fonctionne et remonte, puisqu’une nouvelle recommandation IPCH est approuvée en décembre 2024 ; et la procédure de 2014 fait des recommandations l’étalon de la comparabilité. Le constat a les limites d’un argument négatif : il établit que rien n’apparaît dans un corpus public et complet, pas que rien n’a eu lieu.
6.2 Ce que déclarent trente-cinq pays
Le pendant national de ce constat se lit dans les fiches de métadonnées de l’IPCH, où Eurostat propose une question : « Please report any changes implemented in the HICP following the recommendations on bridged overlap ».
| Réponse | Nombre de pays | Pays | Section non publiée |
|---|---|---|---|
| Changement déclaré | 4 | Bulgarie, Croatie, Portugal, Suède | 0 |
| Dispositif décrit, sans changement daté | 2 | Belgique, Chypre | 0 |
| Aucun changement déclaré | 3 | France, Italie, Malte | 0 |
| Aucune mention de la recommandation | 26 | Albanie, Allemagne, Autriche, Danemark, Espagne, Estonie, Finlande, Grèce, Hongrie, Irlande, Islande, Lettonie, Lituanie, Luxembourg, Macédoine du N., Monténégro, Norvège, Pays-Bas, Pologne, Roumanie, Serbie, Slovaquie, Slovénie, Suisse, Tchéquie, Turquie | 7 |
Sur les 35 fiches disponibles, 9 mentionnent la recommandation. Quatre pays déclarent un changement daté. La Suède est la plus précise : « Following the recommendation on bridged overlap, we changed the method in 2022 for 08.1.2.0 “Mobile telephone equipment”, 08.1.3.1 “Personal computers” and 08.1.3.2 “Accessories for information processing equipment” », pour passer à un ajustement hédonique automatique. La Croatie et la Bulgarie appliquent depuis 2022 la règle des quatre situations. Le Portugal a formé ses enquêteurs et retient désormais le dernier prix non soldé. Trois pays déclarent n’avoir rien changé, et leurs formules ne disent pas la même chose : l’Italie annonce un calendrier (« We plan to introduce the appropriate changes next year ») ; Malte répond « No changes » mais emploie des modèles hédoniques sur sept groupes de produits ; la France répond « Nothing to mention ».
Ce résultat se lit dans les deux sens. Il atténue la singularité française : la réponse de février 2026 ne se détache pas sur un fond européen d’application diligente, puisque vingt-six pays ne disent rien et qu’Eurostat ne leur a rien demandé. Il ne dissout pas la question : un texte adopté à l’unanimité pour corriger un biais reconnu, puis laissé sans suivi, reste un texte qui dit ce qu’il dit. Les millésimes ne sont pas synchrones, ce qui est une limite ; elle joue contre la France, dont la fiche est l’une des plus récentes.
6.3 La position française
Ce que la France publie est plus complet que la moyenne, et il faut le dire. Elle est, avec la Bulgarie, l’un des deux seuls pays à publier le tableau complet des taux de recours par méthode et par division ; sept pays classent la section entière « Restricted from publication ». Le reproche ne peut donc pas être un reproche d’opacité.
Ce tableau permet d’appliquer à la France le critère de priorité posé par la recommandation : les catégories de produits où les remplacements par bridged overlap sont nombreux au regard de la taille de l’échantillon.
Trois observations en découlent (Figure 6).
Les méthodes explicites sont à zéro partout. La colonne « Other QA », qui recueille l’hédonique, le coût des options et le jugement assisté, est à 0,0 % dans les douze divisions.
Les divisions les plus exposées sont celles que la doctrine vise nommément. Dans les communications (division 08), le bridged overlap concerne 9,5 % des relevés et 97 % des remplacements. Viennent ensuite l’habillement et les chaussures (7,5 % des relevés, 60 % des remplacements), que le manuel de 2024 déclare impropres à la méthode ; l’ameublement et l’équipement du ménage (4,9 % et 80 %) ; les loisirs et la culture (4,0 % et 69 %), qui contiennent l’électronique grand public.
La comparaison la plus resserrée ne demande aucune microdonnée. Les trois positions que la Suède a converties à l’hédonique en 2022 appartiennent à la division où la France recourt le plus au bridged overlap. Deux pays, la même division, les mêmes produits, et deux trajectoires opposées à partir du même texte.
Les réponses françaises aux quatre situations de la recommandation, dans la même fiche, sont les suivantes.
| Situation visée par la recommandation | Réponse de la France |
|---|---|
| 1. Dernier prix du produit remplacé réduit | « direct comparison or bridge overlap » |
| 2. Premier prix du remplaçant réduit | interdiction de choisir un remplaçant en promotion |
| 3. Premier prix du remplaçant anormalement élevé | « direct comparison or bridge overlap » |
| 4. Prix atypiques dans le pont, cycle de vie à prix décroissant | dans les données de caisse, remplacement anticipé quand prix et quantités baissent deux mois de suite |
| Changements apportés à la suite de la recommandation | « Nothing to mention. » |
Sur deux des quatre situations, celles où le biais est baissier, la France déclare employer la méthode. Les deux autres réponses, comme la reprise en m−2 dans les données de caisse, montrent une attention réelle au problème. Le dispositif français traite donc une partie du problème, sans se référer au texte qui le formalise, sans en mesurer l’effet, et sans que l’exercice de conformité l’enregistre.
6.4 Une information chiffrée qui a diminué
Un dernier constat, distinct des précédents. En 2012, la France déclarait à Eurostat quatre taux de recours et deux variantes nommées de bridged overlap (régionale et nationale). En 2017, plus aucun chiffre. En 2026, un tableau de taux dont la colonne des méthodes explicites est à zéro. La part de la comparaison directe, que la note d’information d’Eurostat de 2015 situait autour de 90 % des remplacements pour les variétés homogènes (Eurostat 2015b), est déclarée à 46,7 % de l’ensemble des remplacements en 2023. Ces chiffres ne portent pas sur les mêmes champs, et il resterait à vérifier que la disparition des taux entre 2012 et 2017 ne tient pas à un changement du questionnaire d’Eurostat. Mais l’encadrement (2 à 3 % d’hédonique dans l’ensemble des remplacements en 2012, aucune méthode explicite en 2026) est le plus net que les sources publiques permettent.
7 L’effet qualité poste par poste
Les différences de traitement de la qualité ont d’abord été discutées à propos des biens technologiques (Geerolf 2024b). Le problème est plus large : il tient aux substitutions de produits, et il concerne donc l’habillement, l’ameublement, la santé, les loyers, l’automobile et l’alimentation. Le billet de blog de l’Insee de juin 2025 admet que des différences ont pu exister par le passé sur les services de communication, mais considère qu’elles ont disparu et ne peuvent expliquer la divergence récente entre mesure et ressenti (Hauseux et Houriez 2025). Cette section passe en revue les postes où la question reste ouverte.
7.1 Habillement et chaussures
C’est le poste où l’effet qualité mesuré en 2003 est le plus fort (1,7 %), où le taux de remplacement est le plus élevé (12,4 % des relevés en 2024), et celui que la doctrine vise le plus nettement. Les manuels internationaux (IMF 2020) comme le manuel européen expliquent pourquoi : un vêtement entre sur le marché à son prix le plus élevé, est soldé quand il passe de mode, puis disparaît et se trouve remplacé par un vêtement à la mode, à son prix le plus élevé. La baisse de fin de saison ne reflète pas une moindre qualité que celle du modèle suivant. Si le remplaçant est jugé non comparable, la hausse n’est jamais enregistrée.
L’institut irlandais l’a montré sur son propre indice (Keating et Murtagh 2018). Sur 68 postes élémentaires d’habillement, la croissance de l’indice entre 2013 et 2015 décroît avec le nombre de remplacements non comparables (R² de 0,42). En traitant tous les remplacements comme comparables entre avril 2016 et février 2018, l’indice des robes pour dames passe de −17 % à +4 %. Les auteurs retiennent trois signes d’invraisemblance, qui sont transposables : un indice qui, après chaque période de soldes, revient plus bas qu’avant ; un indice qui baisse plus vite pour les articles de mode que pour les autres ; un indice qui baisse plus vite pour les vêtements féminins.
La Figure 7 rappelle l’ampleur du cas irlandais : en décembre 2025, l’indice des textiles de maison y est à 52,6 (base 100 en 2015), contre 112,1 dans la zone euro. Elle montre aussi que la France ne présente pas cette anomalie. Sur les vêtements, elle est à 108,5, contre 116,3 dans la zone euro et 90,3 en Irlande ; sur les chaussures et les textiles de maison, elle est au niveau de la zone euro ou au-dessus. L’habillement français mérite un examen parce que la méthode y est déconseillée et massivement employée, et non parce que la série serait manifestement aberrante. À ma connaissance, la France n’a jamais employé de méthode explicite pour ce poste, alors que le manuel de 1998 y mentionnait des tests.
7.2 Biens technologiques et services de communication
C’est le cas le plus connu. L’écart entre les IPCH français et allemand depuis 2000 atteint plus de 6 points par an sur le matériel de téléphonie et près de 3 points par an sur le matériel audiovisuel et informatique, et l’Insee le rattache à la différence de méthode : recouvrement en France, modèles hédoniques en Allemagne (Aeberhardt et al. 2020). Historiquement, l’hédonique a pu amplifier les baisses de prix : les nouveaux modèles étaient à la fois meilleurs et relativement moins chers. Quand les gains de qualité ralentissent et que les prix de lancement montent, c’est le bridged overlap qui produit les baisses les plus fortes, puisque le pont est constitué de modèles en fin de vie dont le prix décroît.
En décembre 2025, l’indice français des communications est à 76,3 (base 100 en 2015), contre 87,8 dans la zone euro et 93,6 en Allemagne (Figure 8) ; l’essentiel de l’écart avec la zone euro s’est creusé depuis 2024. Cette division agrège le matériel et les services. Pour les services de téléphonie mobile, l’indice français repose depuis 2003 sur une méthode de profils de consommation : pour chaque profil, on retient l’offre la moins chère chez un opérateur, en supposant que le consommateur connaît toutes les offres et ajuste son forfait en permanence (Magnien 2003; Aeberhardt et al. 2020). La recommandation d’Eurostat de 2015 sur les télécommunications demande au contraire des taux de migration réalistes entre les offres, et le rapport de conformité de 2024 recommande à la France d’en tenir compte pour les nouveaux forfaits (Eurostat 2024b). Si les abonnés ne migrent pas aussi vite que le suppose le modèle, la baisse des prix est surestimée.
7.3 Santé
L’ajustement qualité des médicaments est difficile partout. Il l’est davantage en France, pour deux raisons. La première tient au champ : l’IPC français inclut les dépenses de santé remboursées par la sécurité sociale, contrairement à l’IPCH et aux recommandations internationales (Geerolf 2024a), ce qui donne un poids élevé à un secteur de prix administrés. La seconde tient au mécanisme : puisque le prix des médicaments existants ne peut pas augmenter, les hausses passent par le lancement de nouvelles présentations. La hausse observée mêle alors un effet qualité et une hausse de prix masquée, et la méthode implicite attribue le tout à la qualité.
Ce diagnostic est ancien et vient de l’Insee. Le responsable de l’indice écrivait en 1997 qu’on ne pouvait exclure des « hausses de prix masquées » (Lequiller 1997) ; le manuel de 1998 précise que l’indice des médicaments « considère implicitement que la totalité de la différence de prix entre une nouvelle présentation et une ancienne présentation est entièrement attribuable à la différence de qualité entre les deux présentations » (Insee 1998). Une estimation hédonique sur les médicaments remboursables concluait à la même époque que les indices ajustés de la qualité croissaient plus vite que les indices officiels (Jacobzone et al. 1997). Le problème se transmet à l’IPCH, puisque l’ajustement y est estimé sur les prix bruts et appliqué à des prix nets des remboursements.
La conséquence dépasse l’indice des prix. Plus un agrégat donne de poids aux dépenses remboursées, plus il importe ce partage discutable entre volume et prix. C’est le cas de l’IPC par rapport à l’IPCH. C’est plus encore le cas du revenu disponible ajusté, qui compte l’ensemble des soins pris en charge par les administrations, et vers lequel l’Insee renvoie pour tenir compte des remboursements dans la mesure du pouvoir d’achat (Hauseux et Houriez 2025).
7.4 Loyers
Les loyers sont traités dans un document séparé (Geerolf 2026b), dont on ne reprend ici que ce qui concerne l’effet qualité. Lorsqu’un logement fait l’objet de travaux, son loyer observé est écarté et remplacé par une évolution imputée à partir de logements comparables : c’est un bridged overlap. Or les travaux sont, en droit français, le moyen de remettre un loyer au niveau du marché, en particulier lors d’une relocation en zone tendue. La hausse observée mêle donc un effet qualité et un effet de rattrapage, et l’imputation les retire tous les deux.
C’est le poste où la doctrine européenne est la plus explicite, et depuis le plus longtemps : hédonique en méthode A et bridged overlap en méthode B ou C dès 2015, imputation ciblée préférée, jugement assisté quand les loyers sont réglementés. L’étude de 2004 donne un effet qualité nul pour les loyers. Les comparaisons avec l’observatoire des loyers de l’agglomération parisienne montrent pourtant des écarts importants : +74,2 % pour l’observatoire contre +49,3 % pour l’indice de l’Insee en vingt-trois ans dans le secteur libre. Les rapports de conformité d’Eurostat demandent depuis 2009 une observation mensuelle des loyers ; la recommandation de 2015, constatée non suivie en 2018, est devenue une exigence en 2024 (Eurostat 2018a, 2024b).
7.5 Automobiles et produits « plus verts »
L’automobile pèse lourd dans l’indice, et c’est le poste où le coût des options est la méthode de référence. Les métadonnées françaises la déclarent pour les voitures neuves, tout en portant à zéro la colonne des méthodes explicites dans la division des transports.
Depuis 1996, l’indice français des véhicules a augmenté d’environ 30 %, contre environ 60 % dans les quatre autres grands pays de la zone euro (Figure 9), pour des biens largement échangés et vendus dans la même monnaie. Une partie de l’écart peut tenir à la composition des ventes ou au traitement des véhicules d’occasion ; il mérite un examen.
C’est sur l’automobile que Triplett illustre le biais de la méthode par imputation. Les constructeurs changent leurs prix surtout au moment où ils changent de modèle ; or c’est précisément ce mois-là que la méthode écarte le prix observé et le remplace par l’évolution des modèles qui n’ont pas changé. Elle a donc « a bias toward no price change » (Triplett 2006, 30). Il cite un auteur de 1952 : « By continually changing models for price collection it is thus possible to construct an index which will always be unity. But this does not exclude the possibility that important price changes have taken place. » Le coût des options, que la France déclare pour les voitures neuves, n’échappe pas à la critique : Triplett donne trois raisons pour lesquelles le prix d’une option rendue obligatoire surestime la valeur de la qualité ajoutée (les acheteurs qui ne la prenaient pas la valaient moins que son prix ; la produire en série coûte moins cher ; le prix catalogue dépasse le prix payé), et conclut que la méthode « imparts a downward bias to the index » (p. 34).
La transition écologique renforce l’enjeu. Avec une méthode par recouvrement, l’écart de prix entre une voiture thermique et la voiture électrique qui la remplace est compté comme de la qualité (Dees et al. 2023). L’Insee le reconnaît : le raisonnement « ne tient plus quand la bascule est imposée par la réglementation » (Debauche, Pesme, et Blanchet 2024). La question n’est pas nouvelle. Lors de l’introduction du pot catalytique, l’Insee n’avait retenu comme qualité que la moitié du surcoût (Insee 1998). Rien n’indique que le traitement des normes actuelles ait fait l’objet d’un choix aussi explicite, et il n’existe pas d’harmonisation européenne sur ce point. La même question se pose pour la rénovation thermique des logements dans les indices du coût de la construction.
7.6 Alimentation et données de caisse
Depuis 2020, l’indice des produits alimentaires industriels vendus en grande surface est calculé à partir des données de caisse, qui représentent environ 8 % de l’indice (Comité du label de la statistique publique 2025; Leclair et al. 2019). Le traitement des remplacements y change de nature : le prix passé du remplaçant est observé, et non imputé. Le pont disparaît, et avec lui l’imputation. L’hypothèse demeure : l’écart de prix entre deux produits observés au même moment est réputé mesurer leur différence de qualité. Triplett rappelle que ce recouvrement, longtemps tenu pour l’idéal, a ses propres biais, et que l’un d’eux est baissier : si le produit sortant était soldé juste avant de disparaître, « some of the “return to normal” price increase is inappropriately treated as the value of the quality change » (Triplett 2006, 23). Il notait aussi que la méthode n’était presque jamais employée, faute de données. Les données de caisse l’ont rendue praticable, et ont rendu ce biais concret.
Le point sensible est celui des relances commerciales. L’Insee les définit comme des changements d’emballage, y compris de faibles changements de volume, « qui s’accompagnent d’un changement de codes-barres et en général d’une hausse de prix », et prévient : « si la relance n’est pas traitée, une dérive de l’indice » (Insee 2018). Comme l’écrit Florence Jany-Cateur, ceux qui décrivent les produits sont aussi ceux qui en fixent les prix (Jany-Catrice 2019). Un industriel qui veut augmenter un prix a intérêt à le faire à l’occasion d’un changement de référence. Le traitement repose sur un dictionnaire de codes-barres dans les données de caisse, et sur le jugement de l’enquêteur dans le reste de la collecte.
Une évaluation existe, et deux manquent. L’Insee a calculé l’indice de deux façons tout au long de l’année 2019, avec et sans données de caisse, et en a publié le résultat en une phrase : « certains mois, l’inflation mesurée avec les données de caisses est légèrement inférieure (− 0,1 point) », les écarts étant « un peu plus marqués » pour les produits alimentaires, les boissons et les produits d’entretien (Insee 2020a). L’écart est jugé « très faible ». Il a pourtant un signe, et les données de caisse ne remplacent qu’un dixième du panier : un dixième de point sur l’ensemble correspond à un point environ sur les postes concernés. Le détail par poste, que l’Insee dit avoir analysé « très finement », n’a pas été publié. Surtout, 2019 est une année d’inflation alimentaire proche de zéro ; l’exercice n’a pas été refait pour l’épisode inflationniste de 2022-2023, alors que les données existent. Et le rapport de conformité de 2024 recommande à la France d’étudier les méthodes multilatérales, qui répondent au problème de dérive propre aux données de caisse.
7.7 Tarifs et services publics
Une partie importante du panier est constituée de tarifs (transports, énergie, services postaux), pour lesquels le partage entre prix et qualité repose sur des conventions peu documentées. Quand le prix d’un abonnement de transport augmente en même temps que le réseau s’étend, quelle part de la hausse est comptée comme de la qualité ? Quand le timbre augmente et que le délai d’acheminement s’allonge, la baisse de qualité est-elle comptée ? Ces informations seraient utiles pour interpréter les indices.
8 L’ordre de grandeur : ce que l’on peut et ne peut pas dire
C’est le point où il faut être le plus prudent.
8.1 Aucune estimation française depuis 2004
Il n’existe aucune estimation publique de l’effet d’ensemble des ajustements de qualité sur l’indice français depuis celle de 2004, qui ne couvre que les remplacements en cours d’année. La simulation de 2020 ne couvre que deux groupes de produits. Le Comité du label a demandé en décembre 2025 au service de « mieux documenter le traitement des effets qualité et leurs impacts » (Comité du label de la statistique publique 2025).
La seule mesure directe de l’ajustement implicite que produit cette méthode est américaine. À partir des relevés de l’indice des prix des États-Unis pour 1995, Moulton et Moses ont calculé, pour les remplacements traités par imputation, l’écart de prix brut entre le remplaçant et le remplacé et la part que la méthode en retire (Moulton et Moses 1997). Triplett en donne la lecture : le remplaçant était en moyenne 4,44 % plus cher que le produit remplacé ; l’ajustement implicite en a retiré 4,19 points ; il est entré 0,25 % dans l’indice (Triplett 2006, 31). Par poste, l’ajustement implicite allait de 1,35 % dans l’alimentation à 11,70 % dans l’habillement, 10,28 % dans les loisirs et 10,57 % dans les soins médicaux. Ces chiffres portent sur les seuls remplacements ainsi traités, et non sur l’indice d’ensemble ; ils ne mesurent pas un biais, puisqu’une partie de l’écart est bien de la qualité. Mais la hausse de 0,25 % retenue pour ces produits est « substantially below the price change recorded for item replacements handled by any other method, and below the price change for unchanged CPI items », ce que Triplett juge cohérent avec un biais baissier. Il en tire la conséquence pour les comptes : ce qui a été retiré de l’indice des prix « was put into the measures of real consumption growth in the national accounts ». Aucun calcul de ce type n’a été publié pour la France, alors qu’il ne demande que les relevés.
La littérature internationale ne comble pas ce vide. Les estimations du biais total des indices de prix réunies par la BCE vont dans le sens d’une surestimation de l’inflation : 1,1 point par an pour l’indice américain selon la commission Boskin (Boskin 1996), 0,75 point pour l’indice allemand, 0,25 point pour l’indice français (Lequiller 1997). Mais ces travaux ont vingt-cinq ans, l’estimation française exclut l’effet qualité, et la commission Boskin avait un objet politique assumé, comme le relevait Gregory Mankiw : il s’agissait de savoir comment réduire le pouvoir d’achat des prestations indexées (Mankiw 1996). Ses recommandations portaient en partie sur des défauts propres à l’indice américain, dont le panier était alors mis à jour beaucoup moins souvent qu’en France. Surtout, le biais qu’elle visait est le symétrique de celui dont il est question ici : une amélioration de qualité comptée comme une hausse de prix, et non une hausse de prix comptée comme une amélioration de qualité. Triplett le relève expressément : la commission « did not adequately consider the IP-IQ method in its report » (Triplett 2006, 32). Les deux erreurs coexistent dans un même indice, sur des postes différents, et rien ne garantit qu’elles se compensent. La littérature sur la « croissance manquante » pointe d’un côté (Aghion et al. 2019), celle sur le bridged overlap de l’autre.
8.2 Un étalon : les corrections irlandaises
Le seul chiffrage officiel de l’effet d’un changement de méthode d’ajustement qualité est irlandais. L’institut statistique a corrigé trois fois sa méthode en sept ans : passage à la régression hédonique pour les ordinateurs et les imprimantes en septembre 2019 (Central Statistics Office 2019) ; comparaison directe portée de 44 % à plus de 90 % des remplacements pour l’habillement, les chaussures et les articles de voyage en juin 2021 (Central Statistics Office 2021) ; même changement pour six postes de biens industriels en janvier 2026 (Central Statistics Office 2026). Le motif est identique dans les trois cas : « Using bridged overlap with products exhibiting this pattern can lead to a downward bias in the index. » Chaque changement fait l’objet d’une notice pour les utilisateurs et d’un document technique avec une simulation rétrospective.
Ces chiffres tranchent dans les deux sens (Figure 10). Sur les sous-indices, l’effet est massif : 31 points sur les articles de voyage en trois ans, 16 points sur les textiles de maison en deux ans. Le choix entre bridged overlap et comparaison directe n’est pas un raffinement technique, il détermine la trajectoire du poste. Sur l’indice d’ensemble, l’effet est modeste : 0,1 point en trois ans pour le premier lot, 0,3 point en deux ans pour le second, soit de l’ordre de 0,03 à 0,15 point par an.
Il faut en tirer trois conséquences. Un écart spectaculaire sur un sous-indice ne fait pas un écart spectaculaire sur l’indice d’ensemble. L’extrapolation n’est pas légitime : les postes corrigés ont été choisis parce qu’ils étaient les plus atteints, et ces chiffres donnent un plancher pour l’Irlande, pas une estimation du biais total. Et la France ne présente pas l’anomalie irlandaise là où l’Irlande l’a corrigée (Figure 7) : si un problème français existe, les séries publiques le situent plutôt du côté des communications et des loisirs.
L’expérience irlandaise comporte un autre enseignement. Un institut national a reconnu par écrit un biais baissier sur ses propres indices, l’a chiffré, a changé de méthode trois fois, et rien de tout cela ne semble avoir atteint le débat public, dans un pays où l’indice sert de référence aux négociations salariales. La correction est faisable, et son coût politique a été nul.
8.3 Un second étalon : la croissance
Il existe une mesure française de l’effet des méthodes de partage volume-prix sur un agrégat des comptes nationaux, et c’est l’Insee qui la produit. Un éclairage de la Note de conjoncture de juin 2017 compare la croissance française et italienne depuis 2000 (Giraud et Quévat 2017).
| Grandeur | Écart France − Italie, moyenne annuelle 2000-2016 |
|---|---|
| Croissance du PIB en volume | +1,0 point |
| Croissance du PIB en valeur | +0,6 point |
| Contribution du déflateur | ≈ +0,4 point |
| dont différences de méthodes de partage volume-prix | ≈ +0,2 point |
« Une part de l’écart peut aussi résulter de différences de mesure. Les méthodes choisies par les comptables nationaux français et italiens divergent parfois. C’est notamment le cas du partage volume-prix de certains postes de la consommation ou de l’investissement […] (loyers, téléphonie, logiciels et bases de données). Au total, environ 0,2 point de PIB serait attribuable à ces différences de méthodes. »
Le cas le plus net est celui des appareils ménagers : leur déflateur a baissé de 1,8 % par an en France et augmenté de 0,4 % par an en Italie depuis 2000, soit 2,2 points d’écart annuel pendant seize ans, sur des biens « majoritairement échangés à l’échelle internationale et dont l’évolution des prix devrait être relativement proche puisque exprimés dans la même monnaie ». L’Insee en conclut que, pour ce poste, « l’ajustement de l’effet qualité apparaît donc plus favorable à l’évolution des volumes dans le cas français que dans le cas italien ».
Le même exercice peut être refait pour l’Allemagne, pays avec lequel l’Insee relève les plus grands écarts de méthode sur les biens technologiques (Aeberhardt et al. 2020). Il fait l’objet d’un article séparé, « France-Allemagne : ce que les prix mesurés doivent aux méthodes », qui confronte l’IPCH, les déflateurs de la consommation et les parités de pouvoir d’achat des deux pays.
Cet étalon donne une échelle, pas un signe. L’éclairage documente une différence entre deux pays, et ne dit pas laquelle des deux mesures est la bonne. Ou bien l’Italie sous-ajuste la qualité, ou bien la France sur-ajuste. On ne peut donc pas s’appuyer sur ces 0,2 point pour établir un biais français. Ils montrent que le choix d’une méthode déplace la croissance mesurée de deux dixièmes de point par an entre deux pays comparables, ce qu’aucune autre source française ne chiffre.
La transmission aux comptes nationaux se fait poste par poste. Le même éclairage en donne les deux cas extrêmes. Pour les télécommunications, les comptes français évaluent directement les volumes à partir des minutes et des messages échangés : un biais de l’indice des prix n’y passe pas. Pour les loyers, réels et imputés, « l’indice des prix à la consommation est retenu comme indicateur et le déflateur de la consommation n’en diffère quasiment pas ». La transmission est alors directe, et elle est amplifiée : les loyers pèsent 6,4 % de l’indice des prix, mais 19,4 % de la consommation des ménages en comptabilité nationale, du fait des loyers imputés aux propriétaires (Aventin et Vermersch 2024). Pour les biens importés, enfin, l’erreur sur le volume de consommation se compense au niveau du PIB si le déflateur des importations est affecté de la même façon ; elle ne se compense pas pour le pouvoir d’achat des ménages.
L’éclairage comporte une incise qui pose problème : « Différentes méthodes de traitement existent, présentant chacune des avantages et des inconvénients et aucune n’étant nettement préférable aux autres (Caillaud et al., 1998, présentent ces méthodes dans le cas français). » Elle ne correspond pas à la source citée, qui conclut que « la meilleure manière semble être d’évaluer [la qualité] de façon explicite ». Elle ne correspond pas à la doctrine européenne de 2015 ni à celle de 2024. Et elle est en tension avec le chiffrage de la note : si les méthodes se valent et qu’elles déplacent 0,2 point de PIB par an, leur équivalence cesse d’être une raison de ne pas mesurer l’écart, et devient une raison de le mesurer. On retrouve la même formule d’indifférence dans les métadonnées de l’IPCH (« statistically-identical price indices »), adossée à un document de travail qui désigne l’hédonique comme la méthode de référence.
Le manuel de l’OCDE répond à cet argument par avance : que les méthodes hédoniques aient leurs défauts « should not mean that conventional methods win by default », et l’idée que seules les premières comporteraient une part de jugement est « a misconception » (Triplett 2006, 37 et 21). Il rappelle aussi la règle comptable qui donne son enjeu au sujet : toute erreur sur un déflateur crée « an exactly equivalent error of opposite sign » sur les volumes (p. 11). Et il rapporte un ordre de grandeur plus ancien que celui de 2017 : un groupe de travail d’Eurostat avait calculé en 1999 que les écarts de méthode sur les seuls déflateurs des ordinateurs, qui allaient alors de −10 % à −47 % selon les pays, pouvaient déplacer la croissance du PIB de 0,2 à 0,3 point par an. La plus forte baisse était celle d’un indice hédonique, et il était français.
8.4 Ce qui est établi, et ce qui ne l’est pas
Est établi : le partage entre prix et qualité dépend d’un choix de méthode dont les effets se chiffrent en dizaines de points sur certains sous-indices ; ce choix n’est encadré par aucune règle contraignante ; aucune mesure d’incertitude n’accompagne les indices publiés ; la méthode dominante en France est déconseillée sur les postes où elle est le plus employée.
N’est pas établi : le signe net du biais d’ensemble, qui agrège des erreurs de sens contraires ; son ampleur ; sa transmission exacte à la croissance. La formule des auteurs de l’expérience de la BCE donne la mesure de ce qu’on peut affirmer : l’usage de ces méthodes « may explain a small piece of the “missing inflation” puzzle » (Goldhammer, Henkel, et Osiewicz 2019).
9 L’architecture de contrôle
Reste une question qui n’est pas méthodologique : pourquoi ces constats n’ont-ils été relevés par aucune des instances chargées de le faire ?
9.1 Le contrôle européen
Eurostat a examiné l’IPCH français quatre fois : un rapport complet en 2009, une note d’information en 2015, un rapport de suivi en 2018, un rapport complet en décembre 2024 (Eurostat 2009, 2015b, 2018a, 2024b). Ce dernier formule trois exigences (trois sous-classes non couvertes, des prix intégrés avec un mois de décalage, l’observation mensuelle des loyers) et neuf recommandations. Aucune ne porte sur l’ajustement qualité, déclaré conforme sans remarque.
La comparaison avec les rapports des autres pays éclaire ce verdict. L’Allemagne et la Belgique, qui emploient des méthodes hédoniques, reçoivent la recommandation d’enregistrer la méthode utilisée pour chaque ajustement et d’en évaluer l’impact. Les Pays-Bas, qui déclarent comme la France ne pas appliquer de méthodes hédoniques, reçoivent trois recommandations, dont une motivée par un risque de biais baissier. Malte et la Slovaquie sont jugées sur la trajectoire de leurs sous-indices. L’Irlande se voit reprocher un biais baissier persistant. Le rapport sur la France ne contient aucun examen des trajectoires d’indices par produit, et le mot bias n’y figure pas. La différence tient sans doute à ce que le contrôle vérifie la conformité des méthodes déclarées à des règles qui, sur ce sujet, n’existent presque pas.
9.2 Le label de la statistique publique
En France, la loi de 1951 ne connaît qu’un instrument, le visa ministériel préalable (République française 1951). Le label d’intérêt général et de qualité statistique est une création réglementaire. Le décret de 2009 l’attribue au Cnis et confie au comité du label le soin d’examiner les enquêtes « pour le compte du » Conseil et de rendre un avis de conformité (République française 2009). L’arrêté de 2013 décrit la chaîne : l’avis de conformité est transmis au président du Cnis, qui « peut délivrer un label » et transmet aux ministres, qui « peuvent délivrer le visa » (République française 2013).
| Étape | En droit | En pratique |
|---|---|---|
| Avis d’opportunité | président d’une commission du Cnis | idem |
| Avis de conformité | comité du label | comité du label |
| Label | président du Cnis, qui « peut » le délivrer | président du comité, dans le même acte que l’avis, « par délégation » |
| Visa | ministres chargés de l’économie et de tutelle | « Pour le ministre et par délégation : le directeur général de l’Insee » |
On ne conclut pas à l’irrégularité : une délégation peut reposer sur une décision non publiée. On constate que le règlement a dessiné quatre filtres successifs, que la pratique en exécute deux, et que le dernier acte est signé par le chef du service qui produit la statistique.
Les avis du comité du label sur l’IPC sont publics. Leur succession résume le dossier.
- 4 juillet 2014. Le comité recommande « de constituer et réunir périodiquement un comité des utilisateurs » (Comité du label de la statistique publique 2014).
- 27 juin 2019. Il accorde le label pour 2020-2024, inscrit parmi les projets du service « la mise en place de prix hédoniques pour certains produits », demande une note annuelle sur les évolutions mises en œuvre et la présentation de toute modification importante des méthodes d’estimation. Il demande que le comité des utilisateurs se réunisse « a minima sur un rythme annuel » (Comité du label de la statistique publique 2019).
- 17 octobre 2024. Il prolonge le label pour 2025, en rééditant l’avis de 2019 à l’identique, projet hédonique compris. Le motif est une note du 27 septembre 2024 du chef du département des prix, selon laquelle « les principaux choix méthodologiques de l’IPC (nomenclature, échantillonnage, protocole, traitements statistiques) ne seront pas modifiés » jusqu’à 2025 (Comité du label de la statistique publique 2024). Cette note est postérieure de deux jours à la réunion de conformité avec Eurostat, et antérieure de onze semaines au rapport qui constate qu’aucune méthode hédonique n’est en service. Les deux déclarations ne sont pas contradictoires : la note porte sur l’avenir, et l’abandon d’une méthode marginale peut ne pas avoir été tenu pour un « principal choix méthodologique ». Mais le certificateur prolonge le label sur la foi d’un document qui reproduit la liste où figure le projet hédonique, sans indiquer ce qu’il est devenu.
- 15 décembre 2025. Il accorde le label pour 2026-2030. Il « salue l’aboutissement de projets mentionnés dans son avis de 2019 » et en nomme quatre : Mayotte, les données de caisse, le moissonnage, la collecte par internet. Le mot « hédonique » n’apparaît pas dans l’avis. La clause de présentation des changements de méthode est reconduite « comme pour le précédent avis ». Le comité invite le service « à mieux documenter le traitement des effets qualité et leurs impacts », à établir des indicateurs de production « incluant notamment la part des remplacements, des apurements, des imputations », et à mettre à jour le manuel de 1998. Il regrette « que le comité des utilisateurs ne se soit pas réuni entre 2020 et 2025 » (Comité du label de la statistique publique 2025).
Il ne s’agit donc pas d’un institut qui dissimulerait, mais de deux dispositifs de certification, l’un européen, l’autre national, qui enregistrent des déclarations sans vérifier les changements de méthode qu’ils ont eux-mêmes demandés.
9.3 La concertation avec les utilisateurs
Le décret fait du « degré de concertation avec les utilisateurs » l’un des éléments que le comité du label doit prendre en compte (République française 2009). Le comité des utilisateurs de l’IPC, recommandé en juillet 2014, s’est réuni pour la première fois le 3 décembre 2018, quatre ans et cinq mois plus tard. Sa diapositive inaugurale donne deux motifs, dans cet ordre : « un besoin d’échanger avec les utilisateurs, dans un contexte où l’indice des prix à la consommation est parfois questionné sur sa capacité à mesurer correctement l’inflation », puis la demande du comité du label (Insee 2018). Le lendemain, le directeur général de l’Insee répondait publiquement au livre de Philippe Herlin (annexe E).
Le régime annoncé était une réunion annuelle, en mars, conçue comme une boucle : rendre compte des changements de janvier, et recueillir des remarques pour l’année suivante. Après une deuxième réunion fin 2019, le comité ne s’est plus réuni avant le 4 mars 2025 (Insee 2025). Ces cinq années sont celles où les modèles hédoniques ont été mis en service, puis retirés. La seule enceinte où un utilisateur aurait pu poser la question était en sommeil pendant toute la durée de l’épisode. C’est un fait de calendrier, que le comité du label constate lui-même.
Le dossier montre pourtant que l’Insee sait conduire et présenter des études d’impact. À la réunion de décembre 2018, trois étaient exposées : le recours à une base de données administrative pour les carburants, la révision des fenêtres de saisonnalité des produits frais (« impact des indices maximal en mai (de 3 points sur 2016) »), et la nouvelle méthode pour les voitures d’occasion (« écart entre l’indice publié et le nouvel indice inférieur à 0,5 point en 2016 et 2017 »). La BCE citait l’Insee en exemple sur ce point en 2021. Ce qui manque n’est ni la capacité ni la culture, c’est le déclencheur : l’étude d’impact accompagne un changement de méthode. Tant qu’on ne change pas, on ne mesure pas l’écart, et tant qu’on n’a pas mesuré l’écart, on n’a pas de raison de changer.
9.4 Un angle mort : les traitements en aval des enquêtes
L’avis de conformité de l’enquête Loyers et charges du 8 octobre 2020 contient une phrase qui mérite d’être citée (Comité du label de la statistique publique 2020) :
« L’avis du Comité du label porte sur la production et la diffusion de l’enquête trimestrielle, mais pas sur l’ensemble des traitements aval réalisés pour intégration dans l’indice des prix »
Le comité décline ainsi sa compétence sur l’ajustement qualité des loyers, alors que l’enquête en fournit la matière. Le label de l’IPC couvre en principe ce traitement, mais l’enquête Loyers et charges a vu son avis prolongé deux fois, et le groupe de concertation que le comité demandait de réunir début 2022 était encore « en cours de réalisation » fin 2023 (Cnis 2023). L’ajustement qualité des loyers n’est examiné en détail par aucune des deux instances, sur le poste où la doctrine européenne est la plus explicite depuis 2015.
10 Conclusion : ce qu’il faudrait mesurer et publier
Le dossier se résume à une dissociation entre quatre niveaux, tous documentés.
| Niveau | Instrument | Constat |
|---|---|---|
| Contraignant | article 11(2) du règlement (UE) 2020/1148 | rédigé sur une quantité ; n’encadre que l’attribution intégrale de l’écart de prix à la qualité |
| Approuvé | recommandations de juin 2015 et de juin 2021 | 9 pays sur 35 en disent quelque chose ; la France répond « Nothing to mention » |
| Doctrinal | manuel méthodologique de l’IPCH, édition 2024 | la recommandation y est reprise mot pour mot, avec des restrictions par poste plus sévères |
| Suivi | « Eurostat will monitor the implementation […] » | neuf procès-verbaux postérieurs, aucune mention |
La question n’est donc pas de savoir si la France viole une règle. Elle n’en viole pas, et c’est le problème : la règle contraignante ne couvre pas la méthode en cause, le texte qui la couvre n’est pas contraignant, et le suivi promis n’a pas eu lieu. On ne peut pas en même temps écrire que l’Insee « se conforme aux règles internationales » (Tavernier 2018) et s’en tenir là, quand ces règles consistent pour l’essentiel en recommandations que la pratique française ne suit pas sur les postes qu’elles visent.
10.1 Six propositions
Aucune n’exige de trancher le débat sur l’ampleur du biais, et la plupart ne coûtent presque rien.
- Publier chaque année la part des remplacements traités par chaque méthode, par poste, en série. La France le fait déjà mieux que la plupart des pays pour une année ; il reste à publier l’historique, à l’étendre aux données de caisse et au renouvellement annuel, et à le faire sur le site de l’Insee et en français, comme le service s’y est engagé auprès du comité du label.
- Chiffrer le renouvellement annuel de décembre. Les deux échantillons sont observés en parallèle ; l’écart entre eux n’a jamais été calculé, alors que c’est par ce renouvellement que les nouveaux modèles entrent d’abord dans l’indice (Eurostat 2009). C’est la mesure manquante la mieux identifiée, et elle ne demande aucune donnée nouvelle.
- Refaire l’étude de 2004 sur l’ensemble de l’indice, et conduire le test du corridor. Recalculer l’indice en comparaison directe et en LNP ne demande ni méthode nouvelle ni données de caractéristiques. L’exercice a été spécifié par Eurostat, réalisé pour l’Autriche et l’Italie, et l’Insee en a exécuté la moitié sur deux groupes de produits en 2020. Les communications, l’habillement, l’ameublement et les loisirs sont les candidats naturels.
- Mettre en œuvre la surveillance prescrite par le manuel de 2024. Repérer les remplacements où le dernier prix est un prix soldé, où le premier prix est un prix de lancement, où le pont baisse, est une prescription de dispositif et non une préférence de méthode. Enregistrer le facteur d’ajustement de chaque remplacement suffirait à la rendre possible.
- Publier une notice et une estimation d’impact à chaque changement de méthode d’ajustement qualité, y compris les retraits. C’est ce que fait l’institut irlandais, ce que la BCE recommandait en 2021, et ce que l’Insee pratique déjà pour d’autres changements. La première notice à publier est celle du retrait des modèles hédoniques : dates, produits, motifs, effet sur les sous-indices.
- Ouvrir les données et mettre à jour le manuel. Le manuel méthodologique date de 1998 ; l’information est aujourd’hui dispersée entre des notes annuelles, des billets de blog et des articles qui n’engagent pas l’institut. Les relevés élémentaires permettraient à des chercheurs extérieurs de conduire les exercices précédents. Le directeur général écrivait en 2018 que ces données « sont en effet accessibles aux chercheurs » sur avis d’une instance indépendante (Tavernier 2018). François Lequiller recommandait déjà en 1997 la « mise en commun des moyens de recherche sur les effets-qualité des instituts de statistique européens » (Lequiller 1997).
Une difficulté doit être nommée, car elle explique le blocage. L’évaluation n’est déclenchée que par un changement de méthode, et le changement de méthode suppose une évaluation. En sortir ne demande pas une réforme : il suffit de traiter l’évaluation comme un exercice autonome, ce que l’institut irlandais a fait avant de décider, et non après.
On explique aujourd’hui l’écart entre l’inflation mesurée et l’inflation ressentie par la perception des ménages. Avant de conclure à des biais cognitifs, il faudrait avoir mesuré ce que les méthodes retirent de l’indice au titre de la qualité. La statistique publique dispose des données et des outils pour le faire.
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Annexes
A. Chronologie
| Date | Événement |
|---|---|
| Années 1960-1970 | Des méthodes hédoniques sont « utilisées, puis abandonnées » dans l’indice français (manuel de 1998). |
| Sept. 1996 | Règlement (CE) n° 1749/96, annexe 6 : l’ajustement égal à la totalité de l’écart de prix n’est admis que s’il est dûment justifié. |
| 1997 | Modèle hédonique mis en application pour les lave-vaisselle ; tests dans l’habillement. |
| 1998 | Pour comprendre l’indice des prix : le chaînage repose sur une « hypothèse, très forte » ; « la meilleure manière semble être d’évaluer [la qualité] de façon explicite ». |
| Mai 2004 | Guédès : l’effet des ajustements de qualité est de 0,3 point pour 2003, dont 1,7 % sur l’habillement. Le renouvellement annuel de décembre est hors champ. |
| Déc. 2009 | Premier rapport de conformité d’Eurostat sur la France : le renouvellement annuel implique « a substantial recourse to overlapping ». |
| Oct. 2012 | Métadonnées françaises : quatre taux de recours, deux variantes de bridged overlap, hédonique pour 2 à 3 % des remplacements. |
| Mars 2014 | Procédure d’approbation des recommandations IPCH : elles servent à Eurostat à évaluer la comparabilité des indices nationaux. |
| 4 juill. 2014 | Le Comité du label recommande de constituer un comité des utilisateurs de l’IPC. |
| Juin 2015 | Recommandation sur les loyers : hédonique en méthode A, bridged overlap en méthode B, et C dans deux configurations. |
| Mai 2017 | Métadonnées françaises : plus aucun taux chiffré. |
| Juin 2017 | Document de travail F1704 : l’hédonique « still appears as the reference method ». Éclairage de la Note de conjoncture : 0,2 point de PIB par an d’écart de méthode avec l’Italie. |
| Mai 2018 | L’institut irlandais présente à Genève ses travaux sur le biais baissier du bridged overlap. |
| 3 déc. 2018 | Première réunion du comité des utilisateurs de l’IPC. L’ajustement qualité se fait « dans la plupart des cas par la méthode du bridged overlap ». |
| 4 déc. 2018 | Lettre du directeur général de l’Insee à Philippe Herlin, et note de lecture de quatorze pages. |
| 27 juin 2019 | Avis de conformité du Comité du label (label 2020-2024) : projet de « prix hédoniques pour certains produits », note annuelle, obligation de présenter les changements de méthode. |
| Sept. 2019 | Irlande : régression hédonique pour les ordinateurs et les imprimantes. |
| Févr. 2020 | Note de l’Insee sur les données de caisse : reprise du prix du remplaçant en m−2. |
| Juill. 2020 | Règlement d’exécution (UE) 2020/1148, article 11. |
| 2020 | Article d’Économie et Statistique : 0,1 point par an sur deux groupes de produits ; le recouvrement « sous-estimera l’inflation » si le nouveau produit est lancé au-dessus de sa qualité. |
| Oct. 2020 | Avis de conformité de l’enquête Loyers et charges : l’avis ne porte pas sur les traitements en aval. |
| Déc. 2020 | Métadonnées françaises : sept familles de produits traitées par modèles hédoniques. |
| 18 févr. 2021 | Note annuelle de l’Insee : « Greater use of hedonic models ». |
| Juin 2021 | Irlande : comparaison directe portée à plus de 90 % des remplacements dans l’habillement. |
| 16-17 juin 2021 | Les directeurs des statistiques macroéconomiques approuvent sans amendement la recommandation sur le bridged overlap. Eurostat s’engage à en suivre la mise en œuvre. |
| Sept. 2021 | BCE, Occasional Paper n° 265 : « almost no binding rules » ; test du corridor. |
| 2022 | Suède : ajustement hédonique pour la téléphonie mobile et les ordinateurs, « following the recommendation ». Croatie et Bulgarie : application des quatre situations. |
| 16 juin 2022 | Métadonnées françaises révisées : le paragraphe hédonique est maintenu. |
| Déc. 2021 – déc. 2025 | Neuf réunions des directeurs. Aucune mention du bridged overlap. |
| 15 déc. 2023 | Billet de blog de l’Insee : cite la recommandation ; les méthodes hédoniques « peuvent également être utilisées ». |
| 21 févr. 2024 | Manuel de l’IPCH, édition 2024 : la recommandation est reprise ; l’annexe 12.9.4 décrit l’hédonique français « currently in production ». |
| 25 sept. 2024 | Réunion de conformité entre Eurostat et l’Insee. |
| 27 sept. 2024 | Note du chef du département des prix au Comité du label : les traitements statistiques ne seront pas modifiés jusqu’à 2025. |
| 17 oct. 2024 | Le label est prolongé pour 2025 ; l’avis de 2019 est réédité à l’identique. |
| 13 déc. 2024 | Rapport de conformité : « Currently, no hedonics are implemented ». Conforme, sans remarque sur l’ajustement qualité. |
| 4 mars 2025 | Le comité des utilisateurs se réunit de nouveau, après cinq ans. |
| 15 déc. 2025 | Avis de conformité (label 2026-2030) : aucune mention de l’hédonique ; invitation à « mieux documenter le traitement des effets qualité et leurs impacts ». |
| Janv. 2026 | Irlande : comparaison directe étendue à six postes de biens industriels. |
| 4 févr. 2026 | Métadonnées françaises : « No hedonic method is used » ; « Nothing to mention ». |
B. Le corpus documentaire
Sources européennes. Règlement (CE) n° 1749/96, annexe 6, et règlement d’exécution (UE) 2020/1148, article 11 (contraignants). Document DMES/2014/03-12 sur la procédure d’approbation ; recommandation sur les loyers (DMES/2015/06-03) ; recommandation sur le bridged overlap de juin 2021 ; procès-verbal DMES/2021/12-02 ; procès-verbaux DMES/2022/06-02 à DMES/2026/05-02. Manuel méthodologique de l’IPCH, éditions 2018 et 2024. BCE, Occasional Paper n° 265. Fiches de métadonnées de l’IPCH de 35 pays. Rapports de conformité sur la France (2009, 2015, 2018, 2024) et sur dix-huit autres pays.
Sources françaises. Pour comprendre l’indice des prix, Insee Méthodes n° 81-82, 1998. Guédès (2004), document de travail F0404. Léonard, Sillard, Varlet et Zoyem (2017), document de travail F1704. Aeberhardt, Hatier, Leclair, Pentinat et Zafar (2020). Notes annuelles de changement d’année de l’IPC, 2020 à 2026, et note de 2020 sur les données de caisse. Métadonnées de l’IPCH France, millésimes certifiés en 2012, 2017, 2020 (et révision de juin 2022) et 2026. Avis du Comité du label sur l’IPC (2009, 2014, 2019, 2024, 2025) et sur l’enquête Loyers et charges (2020) ; avis d’opportunité du Cnis. Diaporamas du comité des utilisateurs du 3 décembre 2018 ; compte rendu du comité du 4 mars 2025 ; compte rendu de la commission du Cnis du 11 juin 2025. Lettre du directeur général de l’Insee du 4 décembre 2018 et note jointe. Billets du blog de l’Insee (2023, 2024, 2025). Éclairages de la Note de conjoncture de juin 2017 et de décembre 2024. Loi de 1951, décret de 2009, arrêté de 2013.
Sources irlandaises. Central Statistics Office, notices et documents techniques de septembre 2019, juin 2021 et janvier 2026 ; Keating et Murtagh (2018).
Les notes de lecture détaillées de chacune de ces pièces, avec les localisations précises, sont dans les dossiers de travail (claude/2026-09-08-effet-qualite, claude/2026-09-09-session).
C. Méthode de collecte
Les procès-verbaux des directeurs. La bibliothèque publique du groupe Directors of Macro-Economic Statistics est accessible en accès invité sur CIRCABC. 226 fichiers répartis en 54 dossiers ont été récupérés, couvrant les réunions de juin 2010 à décembre 2025. Ils ont été convertis en texte, puis dépouillés par expressions régulières sur les formes bridge overlap, bridged overlap, quality adjustment et HICP recommendation. Le script de collecte est dans claude/2026-09-11-effet-qualite/replication. Le dépouillement porte sur les documents publics : les documents de travail des réunions ne sont pas publiés, et l’absence constatée porte donc sur ce que les directeurs ont retenu au procès-verbal.
Le manuel de l’IPCH. Le texte des 516 pages de l’édition 2024 a été extrait et indexé. Les 81 occurrences de bridged overlap se trouvent aux pages 165, 166, 173-175, 189-196, 384, 387, 394, 400, 434 et 454-457 du fichier PDF, dont la pagination est décalée de deux pages par rapport à la pagination imprimée. La classification en méthodes A, B et C de 2015 n’y figure plus.
Les fiches de métadonnées. Les fiches ESMS de l’IPCH sont publiées par Eurostat, à une adresse qui varie selon la génération du questionnaire. Les 35 fiches ont été relevées le 10 septembre 2026 ; la Bosnie-Herzégovine n’a pas de fiche accessible. Les millésimes s’échelonnent d’août 2023 à février 2026. Les millésimes français antérieurs ont été reconstitués à partir de l’archive du web, sur trois générations d’adresses ; la période de juillet 2022 à février 2026 n’y est pas couverte, et c’est celle où le paragraphe hédonique a été supprimé.
Les séries de prix. Indices mensuels de l’IPCH, base 2015 = 100, extraits de la base prc_hicp_midx d’Eurostat le 8 septembre 2026, pour six postes et quatre zones.
D. Pièces à obtenir
| Pièce | Pourquoi elle importe |
|---|---|
| Comptes rendus du groupe de travail des statistiques de prix d’Eurostat, 2021-2026 | seul endroit où un suivi technique de la recommandation aurait pu être consigné |
| Millésimes des métadonnées françaises de juillet 2022 à février 2026 | dater la suppression du paragraphe hédonique |
| Question d’Eurostat à l’Insee sur les produits électroniques (2024), et la réponse | mentionnée au comité des utilisateurs de mars 2025, absente du rapport de conformité |
| Note du 27 septembre 2024 au Comité du label | citée par l’avis de prolongation, non jointe |
| Rapport d’expertise et réponses du service aux questions du Comité du label, 2019 et 2025 | cités par les avis, non publiés |
| Compte rendu du comité des utilisateurs de fin 2019 | non diffusé |
| Double calcul de l’IPC avec et sans données de caisse | annoncé pour 2019 ; c’est l’exercice d’évaluation que ce rapport demande pour l’ajustement qualité |
| Zafar et Himpens (2019) | travail fondateur des modèles hédoniques sur données moissonnées |
| Décision de délégation du label, si elle existe | fondement de la formule « par délégation » |
| Fiches de métadonnées d’autres pays en 2012 et 2017 | vérifier que la disparition des taux de recours n’est pas due au questionnaire |
E. La controverse de décembre 2018
En octobre 2018 paraît un livre qui met en cause la mesure de l’inflation par l’Insee (Herlin 2018). Le 4 décembre 2018, le directeur général de l’institut y répond par une lettre d’une page et une note de lecture de quatorze pages, en quinze points, dont trois portent sur l’effet qualité (Tavernier 2018). La lettre a été envoyée à la presse en même temps qu’à son destinataire : c’est un document de position publique. Elle est datée du lendemain de la première réunion du comité des utilisateurs de l’IPC.
Sur le fond, l’institut a raison. La thèse du livre, « l’effet qualité n’a rien à faire dans l’indice des prix à la consommation », est indéfendable. L’objection des micro-ordinateurs est décisive. La note relève que le livre rejette l’ajustement qualité tout en dénonçant les « hausses de prix masquées » par les réductions de contenant, que seul l’ajustement qualité fait apparaître. Elle montre que l’ordre de grandeur avancé (« l’IPC gagnerait facilement 1 à 2 % par an ou plus ») est incompatible avec d’autres chiffres du même livre.
Ce rapport s’en distingue sur quatre points, et il faut le dire avec soin parce que la conclusion va dans le même sens. L’objet : le livre conteste le principe de l’ajustement qualité ; on le tient ici pour nécessaire, et on ne discute que la méthode. Le mécanisme : pour le livre, l’ajustement fabrique des baisses de prix qui n’existent pas ; ici, une méthode d’imputation attribue à la qualité des hausses de prix, dans des situations que la doctrine européenne nomme. L’ampleur : le livre avance un ordre de grandeur sans chiffrage ; ce rapport n’en avance pas, et prend pour étalon des corrections publiées dont l’effet d’ensemble est modeste. La cible : le livre met en cause la sincérité d’une institution ; ce rapport met en cause une méthode employée par la plupart des instituts européens, et un défaut de suivi qui est d’abord européen.
Quatorze pages sur l’effet qualité, et pas un mot sur les méthodes. Les termes bridged overlap, overlap, « recouvrement », « hédonique », « chaînage », « imputation » et « remplacement » (au sens de produit remplacé) n’apparaissent pas une seule fois dans la note. La défense est conduite au niveau du principe. Ce n’est pas un reproche, puisque la note répond à une attaque qui portait sur le principe. C’est une observation sur le débat public français : la seule discussion d’ampleur qu’ait connue le sujet a porté sur l’existence de l’ajustement qualité, et non sur sa mise en œuvre.
Le cadrage du sens du biais. La note conclut : « aucun économiste aujourd’hui ne remet en cause la neutralisation de l’effet qualité pour la mesure de l’indice des prix à la consommation ; les débats portent plutôt sur une possible sous-estimation de l’amélioration de la qualité des produits, et donc une sur-estimation de l’inflation, à la suite des travaux de la commission Boskin aux États-Unis il y a 20 ans. » La première moitié est exacte. La seconde ne désigne qu’une des deux erreurs possibles. Sept mois plus tôt, l’institut irlandais présentait à Genève ses travaux sur le biais baissier du bridged overlap (Keating et Murtagh 2018) ; en 2021, Eurostat adoptait une recommandation dont c’est le motif.
Deux affirmations. « Les ajustements sur la qualité n’ont pas de biais systématique » : l’exemple de la bouteille de soda établit qu’une correction peut jouer dans les deux sens, et non qu’elle ne joue pas davantage dans l’un. Le seul chiffrage dont dispose l’institut mesure un effet net de 0,3 point, d’un signe déterminé. « L’Insee se conforme aux règles internationales », d’où il suivrait que les critiques « portent donc sur les méthodes et pratiques de tous les instituts statistiques de par le monde » : l’argument vaut contre une critique du principe ; il ne vaut pas contre une critique de méthode, puisque les instituts diffèrent par la méthode.
Deux éléments utiles. La lettre offre l’accès aux données : « Ces données sont en effet accessibles aux chercheurs ; ils doivent à cet effet présenter leurs projets à une instance indépendante dont j’ai l’habitude de suivre les avis. » Et la note rappelle que l’Insee diffuse, surtout pour des produits alimentaires, des séries de prix moyens issues des mêmes relevés, pour lesquelles « il n’y a pas […] de correction de l’effet qualité ». C’est un comparateur interne, qui mériterait d’être exploité, sous réserve des différences de champ et de pondération.
F. Questions ouvertes
À l’Insee.
- Les modèles hédoniques déclarés dans les métadonnées de décembre 2020 et dans la note de février 2021 (lave-linge, lave-vaisselle, réfrigérateurs, téléviseurs, ordinateurs, smartphones, best-sellers) sont-ils encore en service ? Sinon, à quelle date et pour quels produits ont-ils été retirés, pour quels motifs, et quel effet a été estimé sur les indices concernés ?
- Comment la part de l’hédonique (2 à 3 % des remplacements en 2012) et celle du bridged overlap ont-elles évolué depuis 2012, et pourquoi les taux par méthode ont-ils cessé d’être déclarés entre 2012 et 2026 ?
- Comment concilier la mention d’un modèle hédonique au centre des prix de Bordeaux (concept 18.3 des métadonnées de 2026) avec la réponse « No hedonic method is used » ? Le coût des options déclaré pour les voitures neuves est-il en service, et pourquoi la colonne des méthodes explicites est-elle à zéro dans la division des transports ?
- Quelle part des remplacements de produits intervient au renouvellement annuel de l’échantillon, et quelle part en cours d’année, par division ? L’écart de prix entre l’ancien et le nouvel échantillon, observés en parallèle chaque mois de décembre, a-t-il déjà été calculé ?
- Quelles dispositions de l’IPC ont été examinées au regard de la recommandation de juin 2021, citée par le billet de blog de décembre 2023 ? L’analyse d’impact prévue par la recommandation 2 a-t-elle été conduite sur les postes à fort taux de bridged overlap ? Le contrôle de vraisemblance de son annexe 4 est-il en place ?
- Lorsque le dernier prix relevé du produit remplacé est un prix soldé, le dernier prix normal est-il rétabli avant imputation, comme le manuel de 2024 le prescrit pour l’habillement ? L’imputation est-elle ciblée, ou faite sur la moyenne d’ensemble de la variété ?
- Le billet de 2023 décrit, pour les données de caisse, une observation simultanée des prix de l’ancien et du nouveau produit ; la note de 2020 et les métadonnées, une reprise deux mois avant la disparition. Laquelle des deux descriptions est exacte ?
- La simulation de 2020 a-t-elle été étendue à d’autres postes et à d’autres années ?
À Eurostat.
- Comment l’annexe 12.9.4 du manuel de 2024, qui décrit un dispositif hédonique français en production, se concilie-t-elle avec le rapport de conformité du 13 décembre 2024 ? L’écart a-t-il été relevé ?
- Quel suivi de la mise en œuvre de la recommandation de juin 2021 a été conduit, et où est-il consigné ?
- Un ajustement implicite qui excède la totalité de l’écart de prix, cas produit par le bridged overlap dès que le pont est inférieur à 1, relève-t-il de l’article 11(2) du règlement, ou d’aucune disposition contraignante ?
Au Comité du label.
- Le retrait des méthodes hédoniques lui a-t-il été présenté, comme le prévoient ses avis de 2019, 2024 et 2025 ? En a-t-il eu connaissance pendant l’instruction du renouvellement de 2025 ?
G. Limites et reproductibilité
Les relevés présentés ici reposent sur des sources publiques, et les procédures de collecte de l’annexe C sont reproductibles. Deux réserves doivent être posées.
Les corpus dépouillés sont vivants : les fiches de métadonnées sont révisées sans notice, les bibliothèques documentaires sont réorganisées. Les relevés sont datés du jour de la consultation.
L’argument sur l’absence de suivi est un argument négatif. Il établit que rien n’apparaît dans un corpus déterminé, et non que rien n’a eu lieu. Le corpus est complet et public, ce qui est le mieux que l’on puisse obtenir de l’extérieur ; une seule pièce contraire suffirait à l’infirmer, et on en prendrait acte.
Ce rapport ne s’appuie que sur des documents publics. Les comptes rendus de réunions non encore validés par leurs participants et les pièces d’instruction non publiées n’y sont pas cités.