Série analytique des prix :
Guide technique de l’Indice des prix des produits industriels

1. Introduction

L’Indice des prix des produits industriels (IPPI) mesure les variations mensuelles des prix des principaux produits vendus par les fabricants exerçant des activités au Canada. Les mouvements des prix des produits fabriqués destinés à la consommation intérieure et à l’exportation sont couverts par l’IPPI, ce qui constitue un indicateur important du rendement économique du secteur de la fabrication canadien. La fonction principale de l’indice est d’appuyer le Système canadien des comptes macroéconomiques. En particulier, l’IPPI est utilisé à des fins de déflation dans le calcul du produit intérieur brut (PIB) mensuel et des tableaux des ressources et des emplois (TRE). L’indice est également utile dans les études analytiques sur la formation et l’évolution des prix, et peut être utilisé dans le cadre du processus d’indexation des contrats.

L’IPPI est principalement un indice fondé sur les produits, mais il est aussi réorganisé et agrégé selon la classification des industries. Les indices regroupés par produit et par industrie sont publiés mensuellement, environ trois semaines après le mois de référence. Ces indices sont produits, analysés et publiés conjointement avec l’Indice des prix des matières brutes (IPMB)^Note .

2. Structure d’agrégation

2.1 Agrégation au moyen du Système de classification des produits de l’Amérique du Nord (SCPAN)

Les indices regroupés par produit sont classés selon une variante du Système de classification des produits de l’Amérique du Nord (SCPAN)^Note . Le SCPAN comprend une structure hiérarchique et permet une approche normalisée et pertinente pour la collecte, l’analyse, l’agrégation et la diffusion des données à de multiples niveaux de détail.

Au sommet de la structure d’agrégation, l’IPPI est classé dans 22 principaux groupes de produits, qui comprennent, par exemple, les véhicules motorisés et récréatifs (P71), les produits énergétiques et du pétrole (P51), ainsi que les fruits, légumes, aliments pour animaux et autres produits alimentaires (P12)^Note . Dans la plupart des cas, la collecte de données et l’agrégation de l’indice commencent au niveau du SCPAN à 6 chiffres, tandis qu’un petit nombre d’indices sont agrégés à partir du niveau du SCPAN à 7 chiffres. La granularité de l’agrégation répond aux exigences des utilisateurs en matière de données, tout en assurant des tailles d’échantillon robustes. Les subdivisions géographiques, qui représentent les régions de l’Atlantique, du Québec, de l’Ontario, des Prairies et de la Colombie-Britannique^Note , sont incluses pour certains codes du SCPAN, au cas par cas. Les subdivisions selon le marché sont également prises en compte pour certains codes du SCPAN où les prix sont différents pour le marché intérieur et pour le marché d’exportation. Les agrégations pour le code SCPAN au niveau le plus bas de la structure, combinées aux subdivisions géographiques et selon le marché, sont appelées agrégats élémentaires (AE).

La figure 1 illustre une structure d’agrégation simplifiée selon le SCPAN. Les prix pour une ou plusieurs spécifications de produits de chaque établissement échantillonné pour le code du SCPAN à 6 chiffres sont utilisés afin de calculer l’AE. Les indices au niveau du SCPAN à 6 chiffres sont ensuite agrégés à leur parent respectif au niveau du SCPAN à 5 chiffres, et ainsi de suite, jusqu’à l’IPPI total. La figure 2 présente un exemple de la structure d’agrégation de niveau inférieur d’un code du SCPAN qui comporte une subdivision géographique. De manière similaire, la figure 3 illustre un exemple d’un code du SCPAN à 6 chiffres comportant une subdivision selon le marché. Par souci de simplicité, l’agrégation de niveau supérieur a été omise dans les figures 2 et 3^Note .

Description de la figure 1

La figure 1 présente une structure d’agrégation simplifiée pour l’IPPI par produit.

Description de la figure 2

La figure 2 présente une structure d’agrégation simplifiée pour l’IPPI par produit pour un code du SCPAN à 6 chiffres comportant des subdivisions géographiques. Par souci de simplicité, l’agrégation de niveau supérieur a été omise. Consultez la figure 1 pour obtenir un exemple d’agrégation de niveau supérieur.

Description de la figure 3

La figure 3 présente une structure d’agrégation simplifiée pour l’IPPI par produit pour un code du SCPAN à 6 chiffres comportant des subdivisions selon le marché. Par souci de simplicité, l’agrégation de niveau supérieur a été omise. Consultez la figure 1 pour obtenir un exemple d’agrégation de niveau supérieur.

L’IPPI par produit est diffusé dans l’Entrepôt commun de données de sortie à partir du niveau du SCPAN à 5 chiffres pour la plupart des groupes de produits. Des agrégats de niveaux inférieurs sont disponibles sur demande.

2.2 Agrégation au moyen du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord (SCIAN)

Les indices regroupés par industrie sont classés selon les codes 31 à 33 du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord (SCIAN)^Note . Comme dans le cas du SCPAN, le SCIAN fournit une structure hiérarchique pour l’analyse et l’agrégation de l’IPPI, à partir du niveau à 6 chiffres de l’industrie canadienne. Au niveau du code du SCIAN à 3 chiffres, les sous-secteurs comprennent la fabrication de matériel de transport (336), la fabrication de produits du pétrole et du charbon (324), la fabrication d’aliments (311) et la fabrication de produits en bois (321), parmi de nombreux autres.

L’IPPI par industrie est calculé en réagrégeant les indices du SCPAN à 6 chiffres en fonction de la correspondance entre les classifications du SCPAN et du SCIAN. Plusieurs codes du SCPAN peuvent être associés à plusieurs codes du SCIAN, créant ainsi un rapport de plusieurs à plusieurs. Le calcul de l’indice débute au niveau du SCIAN à 6 chiffres, en regroupant les catégories jusqu’aux niveaux à 5, 4 et 3 chiffres, avant d’atteindre l’indice global du secteur de la fabrication. Il n’y a pas de subdivision géographique pour les indices du SCIAN; ils ne sont produits qu’à l’échelle du Canada. De plus, il n’y a pas de subdivision selon le marché. La structure d’agrégation selon le SCIAN est présentée à la figure 4.

Description de la figure 4

La figure 4 présente une structure d'agrégation simplifiée pour l'IPPI selon le SCIAN.

3. Données sur les prix 

3.1 Prix

L’IPPI est un indice des prix à la production à la sortie de l’établissement. Les prix recueillis pour construire l’indice correspondent à ce que le producteur reçoit, et non ce que l’acheteur paie. Les prix collectés sont donc ceux des produits vendus aux limites de l’établissement et représentent les prix réels de transaction, reflétant les rabais et les promotions, le cas échéant. Ils excluent toutes les taxes indirectes comme les taxes de vente, les droits de douane et les tarifs, car ces montants n’entrent pas dans les facteurs de production (travail, capital ou profit). Ils excluent également tout service de transport effectué par un transporteur public au-delà des limites de l’établissement et tout service de distribution effectué par les industries du commerce de détail ou de gros.

Le processus de collecte se déroule sur une période de trois semaines à compter de la troisième semaine du mois de référence. Afin d’assurer l’uniformité, les répondants déclarent les prix de transaction à compter du 10^e jour du mois ou du jour ouvrable le plus proche. Toutefois, compte tenu de la forte volatilité des prix du pétrole, les répondants des produits pétroliers déclarent plutôt des prix moyens mensuels ^Note .

3.2 Méthodologie d’échantillonnage et sources de données

Les données sur les prix de l’IPPI sont recueillies au moyen d’une enquête administrée auprès d’un échantillon d’établissements. La population cible est composée de tous les établissements du secteur de la fabrication qui sont établis et qui ont une production au Canada. Les établissements sont échantillonnés dans chaque AE, tel qu’il est défini à la section 2.1 du présent guide^Note . Dans la plupart des cas, l’AE est le code du SCPAN à 6 chiffres. L’échantillonnage est fondé sur la valeur des ventes de l’établissement pour le SCPAN (et la subdivision géographique ou selon le marché, le cas échéant) dans la plus récente Enquête annuelle sur les industries manufacturières et de l’exploitation forestière (EAMEF) disponible. Chaque AE est échantillonné indépendamment des autres AE.

Les établissements sont sélectionnés au moyen d’un échantillonnage séquentiel de Poisson avec probabilité proportionnelle à la taille (Ohlsson, 1998). Cette approche est particulièrement utile pour traiter des établissements de tailles et d’importance variées. Afin de réduire au minimum le fardeau de réponse, les établissements qui contribuent à la fourchette inférieure de 10 % des ventes sont désignés « à tirage nul » et sont retirés avant la sélection de l’échantillon.

Lorsque la répartition des ventes est très asymétrique et qu’un petit nombre d’établissements représentent la majeure partie de la valeur au sein de l’AE, les établissements sont classés soit « à tirage nul » ou « à tirage complet ». Cette approche réduit le fardeau de réponse pour les petits établissements, et l’incidence sur l’indice est minime. Le critère de limite exclut environ 10 % des ventes à l’extrémité inférieure de la répartition dans l’AE, mais peut varier en fonction des caractéristiques de la population et des exigences relatives à la taille de l’échantillon.  

Un établissement peut être sélectionné pour plusieurs AE. Pour chacun de ces AE, l’établissement peut déclarer les prix de multiples biens fabriqués qui sont d’importantes sources de revenus. L’échantillon de l’enquête est habituellement examiné une fois tous les deux à trois ans. Dans l’intervalle, un rééchantillonnage pourrait se produire pour les groupes de produits soumis à un développement relativement rapide de la structure de l’entreprise ou du développement des produits, ou à des taux de réponse plus faibles. Ce rééchantillonnage est important pour maintenir la représentativité des échantillons sélectionnés.

Afin de réduire le fardeau des répondants et d’améliorer la couverture de certains produits, l’IPPI intègre également d’autres sources de données. Ces sources comprennent des données administratives provenant des gouvernements fédéral et provinciaux du Canada, du Bureau of Labor Statistics (BLS) des États-Unis, de Bloomberg et d’autres fournisseurs tiers.

3.3 Erreurs et valeurs aberrantes

Les fluctuations de prix déclarées sont analysées afin de confirmer leur validité et de s’assurer qu’elles reflètent fidèlement les tendances observées au sein des catégories de produits correspondantes. Les valeurs aberrantes et les prix incorrects sont identifiés au stade initial du traitement des données. Les prix douteux, par exemple les prix qui ne fluctuent pas conformément à la tendance du groupe, sont également examinés. Si nécessaire, des suivis sont effectués auprès des répondants pour s’assurer que les renseignements appropriés ont été obtenus.

3.4 Imputations

Dans la plupart des cas, lorsqu’un prix n’est pas déclaré, il est imputé au moyen de la méthode d’imputation parentale. En d’autres termes, la variation de prix de l’agrégat parent dans la structure d’agrégation de l’indice est utilisée pour imputer le mouvement de prix.  En revanche, lorsque les données sont systématiquement manquantes, un agrégat de l’IPPI différent avec un échantillon robuste peut être identifié comme un substitut approprié sur le plan conceptuel.

3.5 Changements de qualité

L’indice exige que le prix de la même variété d’un produit donné soit continuellement suivi, sans changement dans les caractéristiques physiques ou dans ses modalités de vente. En pratique, il n’est pas toujours possible de continuer avec une spécification inchangée. Lorsqu’un produit ou ses spécifications changent, le répondant est invité à déclarer le prix du nouveau produit pour le mois de référence et le mois précédent. La variation de prix est ensuite calculée en comparant le prix du mois de référence au prix du mois précédent pour le même produit. Si une évaluation plus approfondie est nécessaire, des renseignements supplémentaires peuvent être recueillis auprès du répondant pour évaluer l’incidence.

3.6 Révisions

La période de révision de l’indice est de six mois (p. ex. lorsque l’indice de juillet est publié, l’indice de janvier devient final). Ce délai permet de tenir compte des données déclarées en retard, des corrections et des relevés des prix qui sont fournis sur une base trimestrielle. Des exceptions à cette règle peuvent se produire, par exemple, à la suite d’une mise à jour du panier.

4. Mise à jour du panier

Le panier de l’IPPI est mis à jour périodiquement afin de refléter l’évolution du modèle de production et la structure de l’industrie. La mise à jour du panier comprend l’examen des classifications et des sources de poids, la détermination de l’importance des produits et l’examen de l’estimation de l’indice. Elle peut également comprendre un rééchantillonnage des établissements, mais cela peut être effectué à une étape ultérieure dans la pratique. Il y a généralement un décalage entre l’année de référence et la mise en œuvre de l’actualisation du panier, pour tenir compte du retard dans l’obtention des sources de données utilisées pour calculer les pondérations du panier.

4.1 Pondérations du panier

Les pondérations du panier, utilisées pour agréger l’indice, sont dérivées d’une combinaison des tableaux des ressources et des emplois (TRE) et des données de l’Enquête annuelle sur les industries manufacturières et de l’exploitation forestière (EAMEF).

Les TRE sont une source de données fiable et de grande qualité qui reflète de près les transactions économiques réelles par industrie. Les TRE servent à calculer les poids d’agrégation en additionnant la valeur de production d’un produit dans l’ensemble des industries du secteur de la fabrication. Les poids sont dérivés des TRE au niveau du SCPAN à 5 chiffres. Toutefois, la classification des produits utilisée dans les TRE ne reflète pas le niveau de détail des codes du SCPAN à 6 chiffres et à 7 chiffres utilisés dans le calcul de l’IPPI.

En revanche, l’EAMEF permet de recueillir des données sur la valeur des ventes des biens produits par les établissements du secteur de la fabrication au Canada au niveau de détail requis pour l’IPPI^Note . L’EAMEF est donc utilisée pour ventiler les valeurs dérivées des TRE aux niveaux les plus bas de la structure d’agrégation^Note . La proportion des ventes est calculée pour chaque AE par rapport à son parent. Ces proportions sont ensuite appliquées aux valeurs dérivées des TRE, ce qui permet d'obtenir les pondérations du panier de l’IPPI. Ainsi,

$$Z_k={\displaystyle {\sum }_j{Z}_k}{\eta }_j={\displaystyle {\sum }_j{w}_j}$$

où

$Z_k$ est le poids du SCPAN $k$ à 5 chiffres dérivé des TRE.

${\eta }_j$ est la proportion de la valeur des ventes recueillies au moyen de l’EAMEF pour le SCPAN $k$ à 5 chiffres attribuée au SCPAN $j$ à 6 chiffres; ${\displaystyle {\sum }_j{\eta }_j}=1$.

$w_j$ est le poids du SCPAN $j$ à 6 chiffres en dessous du parent du SCPAN $k$ à 5 chiffres.

Les établissements visés par l’EAMEF sont également classés selon leur industrie principale et sont utilisés pour calculer les poids d’agrégation au moyen du SCIAN. Les classifications du SCIAN et du SCPAN partagent une concordance de plusieurs à plusieurs, de sorte que leurs valeurs totales ainsi que les sommes au sein des groupes correspondent^Note .

Les données administratives servent à valider et à ajuster les pondérations du panier et à tenir compte des changements apportés au système de classification, en veillant à ce que les pondérations soient représentatives du paysage économique contemporain.

5. Estimation de l’indice 

L’estimation de l’IPPI repose sur une approche d’agrégation en deux étapes. Dans la première étape, les AE fondés sur le SCPAN sont calculés à l’aide d’une formule géométrique pondérée. Dans la deuxième étape, une formule arithmétique à base fixe est appliquée pour calculer les agrégats supérieurs en utilisant un système de pondérations actualisées par les prix. 

5.1 Calcul des agrégats élémentaires

Les agrégats élémentaires géométriques pondérés sont calculés comme suit :

$$A{E}_j^{t/t-1}={\displaystyle \prod _{i=1}^{N_j}{\left(\frac{p_{j,i}^t}{p_{j,i}^{t-1}}\right)}^{s_{j,i,b}^T}}$$

où

$A{E}_j^{t/t-1}$ est l’agrégat élémentaire $j$ dans la période $t$.

$N_j$ est le nombre de prix observés pour l’AE $j$.

$\frac{p_{j,i}^t}{p_{j,i}^{t-1}}$ est le prix relatif entre la période en cours $t$ et la période précédente $t-1$ pour le prix observé $i$ de l’AE $j$.

$s_{j,i,b}^T$ est une fonction de la part de production de l’établissement $b$ de l’année de référence de l’échantillon $T$ pour le prix observé $i$ de l’AE $j$.

Plus précisément, $s_{j,i,b}^T$ est calculé comme suit :

$$s_{j,i,b}^T={\alpha }_{j,i,b}{\sigma }_{j,b}^T$$

où ${\sigma }_{j,b}^T$ est la part de production de l’établissement $b$ dans la catégorie $j$ de l’année de référence de l’échantillon $T$, et

$${\displaystyle {\sum }_i{\alpha }_{j,i,b}}=1,\text{ avec }{\alpha }_{j,i,b}>0\forall j,i,b$$

Pour la plupart des établissements, ${\alpha }_{j,i,b}=\frac{1}{n_{j,b}}$, où $n_{j,b}$  est le nombre de prix déclarés par l'établissement $b$ pour l’AE $j$. Certains établissements utilisent une répartition inégale de la part de production pour les poids des prix, selon la disponibilité des renseignements sur la quantité propre aux produits.

La part de la production ${\sigma }_{j,b}^T$ est calculée comme suit :

$${\sigma }_{j,b}^T=\frac{d_{j,b}^T{r}_{j,b}^T}{{\displaystyle {\sum }_{c\in X_j^T}{d}_{j,c}^T}{r}_{j,c}^T}$$

où

$d_{j,b}^T$ est le poids de sondage de l’établissement $b$ dans la catégorie $j$ pour l’échantillon dont l’année de référence est $T$, la réciproque de sa probabilité d’échantillonnage.

$r_{j,b}^T$ est le revenu de l’établissement $b$ dans la catégorie $j$ déclaré dans l’EAMEF pour l’année de référence de l’échantillon $T$.

$X_j^T$ est l’échantillon d’établissements établi pour la catégorie $j$ pour l’échantillon dont l’année de référence est $T$.

5.2 Calcul des agrégats de niveau supérieur

Aux niveaux supérieurs d’agrégation, l’indice est calculé à l’aide des prix relatifs d’une période à l’autre directement en dessous.

$$I_k^t=I_k^{t-1}{\displaystyle \sum _{j=1}^m{w}_j^t}A{E}_j^{t/t-1}=I_k^{t-1}{\displaystyle \sum _{j=1}^m{w}_j^t}{\displaystyle \prod _{i=1}^{N_j}{\left(\frac{p_{j,i}^t}{p_{j,i}^{t-1}}\right)}^{s_{j,i,b}^T}}$$

$$w_j^0=w_j^1$$

$$w_j^t=\frac{w_j^{t-1}A{E}_j^{t-1/t-2}}{{\displaystyle {\sum }_{l=1}^m{w}_l^{t-1}}A{E}_l^{t-1/t-2}},t\ge 2$$

où

$m$ est le nombre d’agrégats élémentaires dans l’agrégation.

$I_k^t$ est l’indice arithmétique à base fixe $k$ dans la période $t$.

$I_k^{t-1}$ est l’indice arithmétique à base fixe $k$ dans la période $t-1$.

$w_j^0$ , $w_j^1$ sont les poids initiaux pour le produit ou l’industrie $j$.

$w_j^t$ est la pondération actualisée par les prix pour le produit ou l’industrie $j$ dans la période $t$.

Bibliographie

Ohlsson, E. (1998). Sequential Poisson Sampling. Journal of Official Statistics, vol. 14, n^o 2, p. 149 à 162.

Annexe