Une part croissante de la production minérale africaine — cobalt, coltan, terres rares, lithium, graphite — est exportée vers des chaînes de valeur où le prix déclaré ne dispose d'aucun référentiel externe. Là où le cuivre et l'or se contrôlent par rapport à une cotation (LME, London Gold Fixing), ces minerais échappent au test de pleine concurrence non parce qu'ils sont dissimulés, mais parce que la méthode du prix comparable sur le marché libre (CUP) présuppose une information que le marché ne produit pas (Tirole 1986 ; Holmström & Tirole 1991).
Ce papier présente l'IRTPE, un indice composite de risque de prix de transfert à quatre dimensions (opacité du prix, concentration des acheteurs, accessibilité contractuelle, fréquence transactionnelle), et l'instrumentation qui le rend calculable à partir de sources publiques uniquement : un dispositif à 13 connecteurs croisant données commerciales, séries de prix, contrats, registres d'entreprises et publications ITIE. Sur le corpus construit — 1 396 flux miroirs bilatéraux (2018-2025, 14 pays, 34 partenaires, 10 minerais) — l'instrument produit 1 543 constats hiérarchisés, dont 738 écarts déclaratifs confirmés et 287 prix déclarés sous le prix de référence. Point décisif pour l'interprétation : 461 constats (29,9 %) reposent sur une série de prix réelle — les autres ne sont que des anomalies déclaratives.
Le papier documente ensuite, en négatif, la limite la plus lourde du contrôle fiscal extractif : l'identification des bénéficiaires effectifs. Sur 28 entités internationales enregistrées auprès du GLEIF, 21 ne publient aucun enregistrement de relation de propriété — et les entités silencieuses sont précisément les donneurs d'ordre. Sur 43 registres nationaux testés dans 16 pays membres ou non de l'ITIE, 2 seulement exposent un contenu relatif aux bénéficiaires effectifs réellement atteignable.
Contribution : ce travail ne teste pas encore de relation causale ; il démontre la faisabilité d'une mesure de l'opacité des prix, fournit l'instrumentation qui la reproduit, et quantifie la discontinuité entre ce que les données publiques permettent d'établir et ce que l'établissement d'un redressement exige. Un dispositif de test pour quatre hypothèses — dont une hypothèse nulle sur l'effet de l'adhésion à l'ITIE — est spécifié et partiellement instrumenté.
A growing share of African mineral output — cobalt, coltan, rare earths, lithium, graphite — flows into supply chains in which the declared price has no external benchmark. Where copper and gold can be checked against an exchange quotation, these minerals escape the arm's length test not because they are concealed but because the comparable uncontrolled price (CUP) method presupposes information the market does not produce (Tirole 1986; Holmström & Tirole 1991).
This paper presents IRTPE, a four-dimension composite index of transfer-pricing risk (price opacity, buyer concentration, contractual accessibility, transactional frequency), and the instrumentation that makes it computable from public sources alone: a 13-connector pipeline combining trade statistics, price series, contracts, corporate registries and EITI disclosures. On the constructed corpus — 1,396 bilateral mirror flows (2018-2025; 14 countries, 34 partners, 10 minerals) — the instrument yields 1,543 ranked findings, including 738 confirmed declarative gaps and 287 declared prices below benchmark. Crucially, 461 findings (29.9%) rest on a real price series; the remainder are declarative anomalies only.
The paper then documents, negatively, the heaviest limitation of extractive tax enforcement: beneficial-ownership identification. Of 28 internationally registered GLEIF entities, 21 publish no ownership relationship at all — and the silent ones are the principals. Of 43 national registries probed across 16 countries, only 2 expose reachable beneficial-ownership content.
Contribution: this work does not yet test a causal relationship; it demonstrates the feasibility of measuring price opacity, supplies the instrumentation that reproduces it, and quantifies the discontinuity between what public data can establish and what an assessment requires.
Le ratio recettes fiscales / PIB de l'Afrique subsaharienne reste inférieur à celui des économies de l'OCDE, et l'écart n'est pas seulement une question de capacité administrative : il dit quelles parties de l'économie sont visibles pour l'État et lesquelles ne le sont pas. Le contexte se durcit simultanément : l'aide publique au développement vers l'Afrique a reculé, tandis que le ratio dette / PIB passait d'environ 54,5 % en 2019 à plus de 63 % (Nations Unies, 2025). La mobilisation des ressources intérieures n'y est plus une préférence de politique mais, dans les termes du document final de la quatrième Conférence sur le financement du développement, un impératif de développement. L'ATAF, à travers son initiative Revenue Action for Development in Africa et ses 44 États membres, s'est fixé une cible chiffrée : doubler l'impact fiscal du continent d'ici 2030 (ATAF/ATRN, 2026).
Dans ce cadre, un segment de l'économie a grossi plus vite que la capacité de l'État à le voir : les minerais stratégiques — cobalt, coltan, terres rares, lithium, graphite naturel — intrants des batteries, des semi-conducteurs et de la transition énergétique. Ces flux ne sont pas souterrains : ils sont enregistrés dans les statistiques commerciales, soumis à déclaration douanière, et couverts nominalement par les régimes fiscaux extractifs. Le problème est ailleurs, et il est structurel : le prix auquel ils sont déclarés n'a presque aucun point de référence externe contre lequel un vérificateur pourrait le contrôler.
Cette situation inverse la difficulté habituelle du contrôle des prix de transfert. Le débat international porte massivement sur la répartition des bénéfices entre juridictions ; il présuppose que la valeur de la transaction est au moins observable. Sur les minerais stratégiques africains, la valeur elle-même n'est pas observable. La littérature mesure les écarts agrégés, prescrit la transparence, décrit les chaînes de valeur — mais aucun travail, à notre connaissance, ne fournit un instrument opérationnel qui transforme un corpus de déclarations publiques en une file hiérarchisée de constats, ni ne mesure ce que cet instrument ne peut pas atteindre.
C'est l'objet de ce papier : (i) un cadre théorique minimal — le « triangle de l'opacité » (§3) ; (ii) un indice composite à quatre dimensions, l'IRTPE (§4.3) ; (iii) l'architecture à treize connecteurs qui le rend calculable à partir de sources publiques (§4.1) ; (iv) les résultats d'un premier passage sur 1 396 flux miroirs, soit 1 543 constats (§5) ; (v) et une mesure de la limite — la couche des bénéficiaires effectifs, documentée comme défaillante plutôt que supposée accessible (§5.4).
Ce que ce travail apporte, précisément.
(1) Une attribution de preuve par constat. La littérature de référence sur le misinvoicing produit des estimations agrégées et ne distingue pas, constat par constat, ceux qui s'appuient sur un référentiel de prix de ceux qui ne sont que des anomalies déclaratives (vérifié sur la méthodologie publique de GFI, 2026). Nous introduisons cet indicateur et le mesurons : 461 constats sur 1 543 (29,9 %) sont adossés à une série de prix réelle. C'est la mesure qui sépare ce qui est plaidable de ce qui ne l'est pas.
(2) Une mesure négative reproductible de la couche propriété. L'ITIE reconnaît elle-même que les données de bénéficiaires effectifs ne sont pas publiquement accessibles dans de nombreux pays, et a publié en 2023 une note sur les identifiants fiables des véhicules sociétaires. Nous quantifions ce constat : 21 entités sur 28 sans relation publiée, 2 registres sur 43 porteurs de contenu atteignable, 316 filiales extraites et zéro correspondance de nom. Le diagnostic institutionnel est partagé ; la mesure ne l'était pas.
(3) Une instrumentation sans accès privilégié. L'ensemble fonctionne sur des sources publiques, ce qui conditionne la faisabilité pour une administration à capacité limitée.
Ce que ce travail n'apporte pas — et ne revendique pas. Aucune méthode de détection nouvelle (le miroir statistique est documenté depuis les années 1980) ; aucune théorie nouvelle (Tirole 1986 ; Holmström & Tirole 1991 ; Ross 2001 ; Gereffi et al. 2005 fondent chacune des dimensions) ; aucune preuve causale (les hypothèses H1-H4 ne sont pas encore testées). Sa contribution est métrologique et instrumentale, non théorique.
La méthode qui sous-tend ce travail — comparer la déclaration de l'exportateur et celle de l'importateur pour un même flux — est ancienne et robuste. Zucman (2014) en donne le fondement épistémologique : les anomalies statistiques entre juridictions constituent un signal exploitable en l'absence de données directes sur les transactions. Ndikumana & Boyce (2011) ont montré, sur données macro-historiques, que la fuite de capitaux africaine a dépassé le stock de dette extérieure — ce qui déplace le curseur de l'endettement vers la captation. Cobham & Janský (2018) situent la perte de recettes liée à l'évitement fiscal à un ordre de grandeur de 500 milliards de dollars annuels, avec une charge relative maximale en Afrique subsaharienne. Global Financial Integrity (2021) a systématisé la méthode du miroir à grande échelle, produisant des estimations d'écarts commerciaux sur une décennie.
Cette littérature établit l'existence et l'ampleur agrégée du phénomène. Elle est en revanche silencieuse sur l'opérationnalisation : elle produit des estimations descendantes, non des constats rattachables à un couple pays × partenaire × minerai × année qu'une administration puisse ouvrir. C'est l'espace que ce travail occupe.
La référence praticienne est Readhead (2016), qui identifie cinq familles de difficultés propres au secteur minier et formule sept recommandations, dont l'usage de prix de référence. Le cadre normatif est fourni par les Principes OCDE (2022), dont le chapitre VI traite explicitement des transactions portant sur des matières premières — et dont la méthode CUP est la colonne vertébrale. UNCTAD (2020) documente des flux financiers illicites africains de l'ordre de 88,6 milliards de dollars annuels, en distinguant le canal des traités fiscaux de celui des prix. Fuest & Riedel (2012) situent le transfert de bénéfices dans le champ de l'évitement classique, ce qui invite à traiter le mispricing minier comme une catégorie distincte. L'ATAF (2022) apporte la caution institutionnelle africaine à une approche « par zone » plutôt que par comparable individuel. Le FMI (2021) formule la recommandation centrale de notre architecture : privilégier les instruments observables lorsque la capacité administrative est faible.
Ce que cette littérature ne résout pas : elle constate l'inapplicabilité de la CUP dans les minerais non cotés sans fournir d'instrument de substitution mesurable et reproductible.
Le précédent indonésien et l'évidence micro-économétrique africaine. Deux travaux doivent être distingués. D'une part, Heij (1998, 2001) documente le cas indonésien — la taxation des ressources naturelles par référence à une cotation, et l'économie politique de la réforme fiscale de 1981-1983 — en établissant que l'indexation des redevances sur un prix de marché et l'aveu explicite de l'écart entre règle écrite et pratique administrative ne sont pas des innovations récentes. Ce précédent est d'autant plus pertinent que l'Indonésie applique aujourd'hui la « sixième méthode » à la production charbonnière (§2.8) : le même pays, à quatre décennies d'intervalle. D'autre part, Wier (2020) fournit l'évidence micro-économétrique la plus directe disponible sur le continent : à partir de données de transaction sud-africaines, il identifie un mispricing de prix de transfert motivé fiscalement. C'est la référence qui établit que le phénomène est mesurable par des méthodes causales — et c'est le standard méthodologique auquel ce travail cherche à se rattacher.
La norme ITIE (2023a) constitue, avec son exigence 4.3, l'instrument central de la transparence extractive. Corrigan (2014) et Lujala (2018) documentent un effet réel mais limité et conditionnel de l'adhésion sur les indicateurs de gouvernance. Le Resource Governance Index (NRGI, 2021) fournit des scores pays par pays — variable de contrôle candidate, mais restreinte à 18 pays.
L'angle mort est double, et c'est une part de la contribution de ce papier : la norme ITIE ne pénètre pas jusqu'au prix, et elle exclut de son périmètre de déclaration les contrats intergouvernementaux. Autrement dit, l'instrument le plus légitime de la transparence extractive ne porte pas sur la variable dont dépend la base imposable. Ce constat motive l'hypothèse nulle H4 (§6.3).
La littérature confirme par ailleurs que la production d'une obligation ne suffit pas : l'ITIE reconnaît explicitement que, dans plusieurs pays, les données de bénéficiaires effectifs ne sont pas publiquement accessibles, ses propres projets devant alors recourir à des données de substitution (ITIE, 2026). C'est très exactement le point que la §5.4.2 quantifie.
Brautigam (2020) déconstruit le récit de la « diplomatie du piège de la dette » et invite à examiner les mécanismes plutôt que les intentions — nuance indispensable pour qu'une critique reste citable. AidData (2021) fournit la base de référence (plus de 13 000 projets, méthodologie TUFF) et documente une dette dite « cachée » substantielle ; la méthode d'identification des dates de protocoles d'accord constitue l'intrant de l'hypothèse H2. Gallagher & Myers (2021) offrent un modèle méthodologique de base de données de financement sino-régionale. Mohan & Lampert (2013) apportent le point décisif : l'opacité est parfois co-produite par les élites nationales — un désalignement d'incitations, non une simple asymétrie. Ce point fonde une lecture non-moralisante du phénomène, essentielle à la validité externe du cadre.
Trois avertissements de cette littérature structurent notre méthode. Nitsch (2012) établit que les niveaux d'écarts miroirs sont peu fiables mais que les tendances et comparaisons sont solides — ce qui justifie un dispositif de test par différences-en-différences plutôt qu'une inférence de niveau. Ferrantino, Liu & Wang (2012) montrent qu'un écart doit être décomposé en composantes avant toute conclusion de mispricing ; notre chaîne de recoupement (§4.2) reprend cette exigence. Kellenberg & Levinson (2019) établissent que la corruption et la faiblesse de l'audit augmentent la mauvaise déclaration — ce qui justifie l'introduction de variables de gouvernance comme contrôles. Enfin, Gaulier & Zignago (2010) posent une tension explicite : la base BACI réconciliée lisse une partie de l'écart recherché. Notre choix est assumé : travailler sur les déclarations brutes (UN Comtrade) plutôt que sur une base réconciliée, puisque l'objet même est l'écart déclaratif.
Le socle théorique se lit en trois temps. (i) Tirole (1986) : sans mécanisme de révélation crédible, l'optimum de premier rang est inatteignable — et le principe de pleine concurrence est, formellement, une revendication de pleine information. Holmström & Tirole (1991) établissent, plus radicalement, que l'écart au prix de marché est un choix organisationnel structuré et non une anomalie : il existe donc un risque de prix mesurable. (ii) Ross (2001) et Collier (2010) : la dépendance à la rente réduit la demande institutionnelle de transparence — le premier maillon de la chaîne de décisions dépend de la vérification des prix. (iii) Gereffi, Humphrey & Sturgeon (2005) et Baldwin (2016) : dans une chaîne pilotée par l'acheteur, la concentration de l'acheteur se traduit en pouvoir de fixation du prix. C'est la base théorique de la dimension « concentration des acheteurs » de l'IRTPE et de l'hypothèse H3.
| Lacune de la littérature | Ce que ce papier apporte |
|---|---|
| L1. La littérature FII mesure l'ampleur agrégée mais ne produit pas de constat actionnable au niveau pays × partenaire × minerai × année. | Un registre de 1 543 constats rattachables, typés et hiérarchisés, reproductibles depuis les données publiques. |
| L2. L'inapplicabilité de la CUP dans les minerais non cotés est constatée, jamais instrumentée. | L'IRTPE : une mesure composite de l'opacité des prix, à quatre dimensions, calculable et paramétrable. |
| L3. Les travaux sur la transparence (ITIE) ne portent pas sur la variable prix. | La quantification de l'écart entre ce que la transparence publie et ce que le contrôle exige — et une hypothèse nulle testable (H4). |
| L4. L'identification des bénéficiaires effectifs est postulée accessible par les registres publics. | Une mesure négative : 21 entités sur 28 sans relation publiée, 2 registres sur 43 avec contenu atteignable (§5.4). |
Nous appelons triangle de l'opacité le concours de trois conditions qui, lorsqu'elles se cumulent, désactivent simultanément l'outillage standard du contrôle des prix de transfert :
| Condition | Conséquence pour le contrôle | Fondement théorique |
|---|---|---|
| C1 — Absence de prix public de référence | La méthode CUP est privée de son terme de comparaison ; aucune méthode transactionnelle n'est applicable. | Tirole (1986) |
| C2 — Concentration du marché d'acheteurs | Le prix n'est pas une donnée de marché mais une variable de négociation bilatérale ; le vendeur n'a pas d'alternative observable. | Gereffi et al. (2005) ; Baldwin (2016) |
| C3 — Contrats relevant de la sphère intergouvernementale | Les conventions et accords d'investissement sortent du périmètre de déclaration des instruments de transparence. | ITIE (2023a), exigence 4.3 |
C'est le cumul — non chaque condition isolément — qui produit l'incontrôlabilité. Un minerai sans cotation mais vendu sur un marché concurrentiel reste vérifiable par recoupement de prix réalisés ; un minerai coté vendu à un acheteur unique reste vérifiable par la cotation. C'est lorsque la référence fait défaut en même temps que le pouvoir de négociation est concentré et que le cadre contractuel échappe à la publicité que le contrôle devient structurellement impossible.
Pilier 1 — Prix de transfert sous information asymétrique. Si une partie détient une information privée sur la valeur réelle d'un bien et qu'aucun mécanisme de révélation crédible n'existe, le principe de pleine concurrence — qui est une revendication implicite de pleine information — ne peut pas être satisfait (Tirole, 1986). Holmström & Tirole (1991) établissent que l'écart au prix de marché est un choix structuré résultant de l'organisation, non une anomalie : il existe donc un risque de prix, mesurable par construction.
Pilier 2 — Dépendance à la rente et demande de transparence. Ross (2001) et Collier (2010) établissent que la dépendance aux ressources réduit la pression de redevabilité : peu de taxation domestique directe, donc peu de demande institutionnelle de vérification. Ce pilier explique pourquoi l'offre de transparence (instruments, normes) ne se traduit pas mécaniquement en contrôle effectif — et il fonde H4.
Pilier 3 — Chaîne pilotée par l'acheteur. Gereffi, Humphrey & Sturgeon (2005) montrent que la gouvernance d'une chaîne peut être « captive » : un producteur fait face à un acheteur unique, avec des coûts de changement d'acheteur prohibitifs. Baldwin (2016) ajoute que le pouvoir se concentre chez les firmes qui orchestrent la chaîne. La concentration des acheteurs n'est donc pas un indicateur de contexte : c'est un mécanisme de fixation du prix. C'est la justification directe de la dimension HHI de l'IRTPE.
L'instrument n'est pas un détecteur unique mais un croisement de sources. Treize connecteurs alimentent un graphe commun, chaque outil n'étant qu'une vue d'un même substrat. Les connecteurs effectifs sont : (1) UN Comtrade (flux bilatéraux, codes SH 26xx) ; (2) ResourceContracts.org (NRGI, Columbia Center on Sustainable Investment, Banque mondiale) ; (3) clauses contractuelles identifiées d'après Latif (2026) — sept types de clauses à risque (garanties, take-or-pay, confidentialité, stabilisation, exclusivité, immunité souveraine, arbitrage) ; (4) Pink Sheet de la Banque mondiale (prix mensuels) ; (5) GLEIF (identifiants LEI) ; (6) ResourceProjects.org (paiements extractifs) ; (7) bénéficiaires effectifs (OpenOwnership/BODS, ITIE 2.5) ; (8) registres de licences minières ; (9) séries de prix USGS Mineral Commodity Summaries ; (10) production mondiale (USGS) ; (11) transport maritime / AIS (Kpler, MarineTraffic) ; (12) liaison entreprise ↔ pays ↔ flux (déduite) ; (13) registre des dossiers saisis par l'inspecteur.
Le cœur de la détection compare, pour un triplet (pays exportateur, partenaire importateur, code produit) et une année donnée, la valeur déclarée par chaque côté. Trois types de constats en résultent : écart confirmé (les deux côtés déclarent, les valeurs divergent au-delà du seuil), côté manquant (un seul côté déclare un flux que l'autre ignore), et divergence de valeur unitaire. Le seuil retenu est de 20 % d'écart relatif.
Conformément à Ferrantino et al. (2012), l'écart n'est jamais interprété directement. Chaque constat est adossé à une chaîne de recoupement qui écarte, dans l'ordre, les causes non fiscales : incoterm (CIF inclut fret et assurance, FOB non), décalage d'année d'enregistrement, transit ou réexportation via un hub, changement de code SH, et teneur réelle du minerai. Le constat qui survit à cette chaîne n'est pas une preuve de mispricing : c'est une question à instruire.
Positionnement. Cette méthode n'est pas propre à ce travail : elle relève du premier des quatre piliers de l'indicateur 16.4.1 des Objectifs de développement durable — les pratiques fiscales et commerciales — dont l'UNCTAD et l'UNODC sont les dépositaires et dont la définition statistique est fixée par leur Conceptual Framework (UNCTAD et UNODC, 2020) : « flux financiers illicites par l'origine, le transfert ou l'usage, représentant un échange de valeur et franchissant une frontière ». La définition africaine antérieure (UNECA, 2014) nommait déjà la fausse facturation commerciale parmi ses trois sources. Les Directives méthodologiques de l'UNCTAD (2021) érigent en méthode de référence la PCM — la méthode du pays partenaire — qui compare les valeurs déclarées par un pays à celles déclarées par son partenaire : c'est l'approche suivie ici. Ces directives sont explicites sur sa fragilité : l'hypothèse selon laquelle un écart miroir serait de la fausse facturation y est qualifiée de « précaire et hautement improbable ». Elles dressent la liste des corrections à appliquer, dont le règlement des différences CAF/FAB — importations déclarées en CAF, exportations en FAB. Aucun taux unique n'y est prescrit : le taux de 6 % est celui qu'emploie Global Financial Integrity. Nous l'avons appliqué aux 1 396 flux comme borne basse, afin de mesurer ce que le seuil de 20 % doit au fret. Le nombre de constats d'écart confirmé passe de 738 à 735 (−0,4 %) : dix sous-déclarations se referment, sept sur-déclarations apparaissent — signature attendue, l'ajustement ne pouvant agir que dans ces deux sens. Le seuil est donc conservateur au regard de la convention UNCTAD, ce qui lève par avance la limitation d'incoterm du §6.4.
L'IRTPE agrège quatre dimensions, chacune notée de 0 à 10 :
| Dimension | Ce qu'elle mesure | Source / fondement |
|---|---|---|
| D1 · Opacité du prix | Existence et qualité d'un référentiel externe (cotation, série officielle, proxy, absence). | Pink Sheet ; USGS MCS ; C1 / Tirole (1986) |
| D2 · Concentration des acheteurs | Indice de Herfindahl-Hirschman sur les parts des partenaires importateurs. | UN Comtrade ; Gereffi et al. (2005) |
| D3 · Accessibilité contractuelle | Degré de publication des contrats et conventions (0 = secret total ; 10 = registre public). | ResourceContracts ; ITIE (2023a) ; C3 |
| D4 · Fréquence transactionnelle | Nombre de transactions annuelles — condition de possibilité d'un prix courant. | UN Comtrade |
Le score de base est la moyenne simple des quatre dimensions :
base = (d₁ + d₂ + d₃ + d₄) / 4
Deux modificateurs additifs s'y ajoutent, le score restant borné à [0 ; 10] : un modificateur pays (capacité administrative — pilier 2) et un modificateur acheteur (entreprise d'État, négociant, multinationale cotée, marché spot — pilier 3).
Le simulateur de réforme applique des poids distincts aux trois leviers d'action : base − s₁×0,30 − s₂×0,20 − s₃×0,25, leviers bornés à 5, 4 et 5 (baisse maximale théorique : 3,55 points).
| Zone | Minerais (corpus) | Caractéristique |
|---|---|---|
| Zone Rouge | Coltan, terres rares, germanium/gallium, cobalt brut, graphite naturel, uranium | Aucun référentiel externe ; acheteurs concentrés ; contrats non publics. |
| Zone intermédiaire | Lithium, manganèse haute teneur, chromite, étain, platinoïdes | Référence partielle (proxy, unité non homogène). |
| Zone Verte | Cuivre, or, pétrole, minerai de fer, aluminium | Référentiel de marché applicable (LME, London Gold Fixing). |
Les montants couvrent 2018-2025 et sont convertis en dollars constants 2015 au moyen d'un déflateur construit sur l'indice des prix à la consommation des États-Unis (Banque mondiale), rebasé à 2015 = 1,000 (2019 = 1,0786 ; 2021 = 1,1433 ; 2024 = 1,3235). Toute observation hors de la plage de la série reste non convertie plutôt qu'extrapolée.
La couche « qui est derrière l'entité » mobilise trois voies indépendantes, toutes testées par requête réelle : (i) GLEIF, interrogé entité par entité (relations de parenté directe et ultime) ; (ii) les déclarations publiques au titre de l'exigence 2.5 de la norme ITIE, dépouillées pays par pays ; (iii) les annexes de filiales déposées auprès de la SEC américaine (Exhibit 21 pour les formulaires 10-K, Exhibit 8.1 pour les 20-F), extraites puis rapprochées des juridictions observées dans les flux. Un échec de requête, une absence de déclaration et une relation déclarée sont traités comme trois états distincts — jamais confondus.
Sur la période 2018-2025, le dispositif a constitué un corpus de 1 396 flux miroirs bilatéraux couvrant 14 pays africains, 34 partenaires et 10 minerais. Ces flux produisent 1 543 constats. La distribution annuelle est stable jusqu'en 2023 puis se réduit, pour une raison matérielle et non méthodologique : le quota d'accès à l'interface Comtrade (250 requêtes par jour) n'a pas permis de collecter 2024 et 2025 au même niveau de complétude.
| Année | 2018 | 2019 | 2020 | 2021 | 2022 | 2023 | 2024 | 2025 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Flux miroirs | 190 | 199 | 165 | 190 | 196 | 204 | 183 | 69 |
| Statistique | Valeur | Lecture |
|---|---|---|
| Constats produits | 1 543 | Registre complet |
| Constats avec un écart quantifié (USD et %) | 738 | Écarts miroir confirmés, les deux côtés déclarent |
| |écart| médian | 5 134 267 USD | Distribution très asymétrique |
| |écart| 90e centile | 417 313 466 USD | La queue porte l'essentiel de la masse |
| |écart| maximal | 12 648 268 951 USD | Un flux de minerai de fer (Afrique du Sud ↔ Allemagne) |
| |écart relatif| médian | 99,3 % | La divergence médiane est du même ordre que la valeur déclarée |
| |écart relatif| 90e centile | 1 463,3 % | Dénominateurs faibles : la variable est non bornée |
| Part des constats dont |écart relatif| > 100 % | 41,1 % | Fréquence élevée des divergences d'ordre de grandeur |
| Part des constats de priorité haute | 34,0 % | 524 sur 1 543 |
| Type de constat | Effectif | Lecture |
|---|---|---|
| Écart déclaratif confirmé (les deux côtés déclarent) | 738 | Le signal le plus solide : la divergence est observée des deux côtés. |
| Côté manquant (un seul déclare) | 343 | Peut relever du calendrier, du transit ou d'une erreur de nomenclature. |
| Prix déclaré sous le prix de référence | 287 | Comparaison directe à une série de prix chargée. |
| Divergence de valeur unitaire | 115 | Signal d'unité ou de qualité (teneur). |
| Valeur unitaire suspecte (ponctuelle) | 44 | À confirmer sur plusieurs années. |
| Valeur unitaire persistante | 15 | Anomalie récurrente : priorité d'instruction. |
| Groupe d'entreprises | 1 | Signal de structure (couche propriété). |
Par gravité, la répartition est la suivante : 524 constats de priorité haute, 663 de priorité moyenne et 356 de priorité basse. C'est cette hiérarchie — et non le volume brut — qui constitue le livrable opérationnel : elle transforme une masse d'anomalies en une file de travail ordonnée.
Sur les 1 543 constats, 461 (29,9 %) reposent sur une série de prix réelle — Pink Sheet de la Banque mondiale ou USGS Mineral Commodity Summaries. Les 1 082 restants sont des anomalies déclaratives : ils signalent une divergence, mais sans terme de comparaison externe, ils ne peuvent pas être qualifiés de prix anormal.
Ce chiffre est le plus important du papier, et il joue contre une lecture triomphale du dispositif. Il établit que sept constats sur dix ne sont pas plaidables en l'état : ils désignent une zone à instruire, pas un prix à redresser. C'est exactement la frontière décrite par le triangle de l'opacité — et c'est pourquoi l'indice existe : là où la série manque, le contrôle doit s'appuyer sur un autre instrument que la comparaison de prix. Le dispositif ne remplace pas cet instrument ; il le désigne.
Le dispositif produit une file de constats ; il ne produit pas — et ce papier le documente explicitement — l'identification des structures qui captent la valeur. Trois mesures indépendantes convergent vers la même conclusion.
Vingt-huit entités internationales ont été interrogées une à une via l'interface GLEIF, à la fois sur la relation de parenté directe et sur la relation ultime. Le résultat :
| État de la déclaration | Entités | Part |
|---|---|---|
| Déclarent un parent (direct ou ultime) | 7 | 25 % |
| Ne publient aucun enregistrement de relation | 21 | 75 % |
| Exceptions de reporting explicites | 0 | 0 % |
Le point décisif n'est pas le taux de silence en lui-même, mais qui est silencieux. Les entités qui déclarent une relation sont majoritairement des holdings intermédiaires ; les silencieuses comprennent les donneurs d'ordre — négociants internationaux, producteurs majeurs, sociétés d'État partenaires. Autrement dit, le registre officiel des identifiants d'entité juridique restitue la chaîne légale et, structurellement, pas la chaîne bénéficiaire.
La deuxième mesure porte sur les registres publics de bénéficiaires effectifs. Pour les 16 pays du périmètre, 43 portails et registres nationaux ont été testés par requête réelle :
| État mesuré | Nombre |
|---|---|
| Pays membres de l'ITIE (sur 16) | 14 |
| Registres joignables | 15 |
| Registres redirigés ou protégés | 4 |
| Registres en erreur serveur | 2 |
| Registres injoignables (nom de domaine non résolu) | 22 |
| Exposant un contenu « bénéficiaires effectifs » atteignable | 2 |
Une troisième mesure consiste à extraire les listes de filiales déclarées auprès de la SEC américaine et à les rapprocher du corpus. 316 filiales ont été extraites de 6 groupes (sur 11 testés), dont les juridictions déclarées recoupent deux pays du corpus — Ghana et Afrique du Sud. Deux résultats :
La segmentation en zones pourrait laisser croire que la Zone Verte est sûre. Un cas du corpus l'infirme : le cuivre, coté au LME et donc doté d'un référentiel explicite, présente néanmoins des écarts déclaratifs notables. La leçon est méthodologique : lorsque le prix est observable, le risque ne disparaît pas, il se déplace — vers le volume déclaré, la teneur, ou la classification. Un indice qui ne mesurerait que l'opacité du prix manquerait cette forme de risque, ce qui justifie le caractère multi-dimensionnel de l'IRTPE.
(a) Il n'établit aucune fraude. Un écart déclaratif est un signal, jamais une preuve. Les causes non fiscales sont nombreuses et légitimes.
(b) Il n'identifie pas les mécanismes. Le dispositif voit les symptômes (les écarts) et non les structures qui captent la valeur. Cette limite est mesurée, non rhétorique (§5.4).
(c) Il ne porte pas de dimension « entreprise ». Les flux bilatéraux ne nomment pas les acteurs ; le rapprochement avec des entités nommées échoue faute de clé jointe.
(d) Aucun constat n'est adossé à une décision de justice. La variable signals_with_case vaut 0 sur 1 543 : le dispositif n'a, à ce stade, aucune
Une vérification systématique des travaux portant spécifiquement sur la détermination du prix des
La sixième méthode et l'IRTPE ne répondent pas à la même question, et c'est précisément ce qui les rend complémentaires. La sixième méthode corrige un prix par rapport à un référentiel — elle opère donc là où le référentiel existe. Or notre résultat central est que 461 constats sur 1 543 seulement reposent sur une série de prix réelle (§5.3) : sur les 1 082 autres, il n'y a rien à quoi comparer, et la sixième méthode serait inapplicable. L'IRTPE intervient en amont : il mesure dans quels couples pays × minerai un référentiel est disponible — donc où un instrument de prix est utilisable, et où il faut un autre outil.The sixth method and the IRTPE do not answer the same question, which is precisely what makes them complementary. The sixth method adjusts a price against a benchmark — it therefore operates where a benchmark exists. Yet our central finding is that only 461 of 1,543 findings rest on a real price series (§5.3): for the other 1,082 there is nothing to compare against, and the sixth method would be inapplicable. The IRTPE operates upstream: it measures in which country × mineral pairs a benchmark is available — hence where a pricing instrument can be used, and where another tool is required. La contribution en une phrase : là où la littérature indique comment fixer le prix d'un minerai et comment corriger un écart lorsqu'un référentiel existe, ce travail établit où un référentiel existe — et quantifie les 70 % de constats pour lesquels aucun instrument de prix n'est mobilisable.Contribution in one sentence: where the literature states how to price a mineral and how to adjust a gap when a benchmark exists, this work establishes where a benchmark exists — and quantifies the 70% of findings for which no pricing instrument is available.
(a) La guidance de référence. L'OCDE et l'Intergovernmental Forum on Mining, Minerals, Metals and Sustainable Development ont publié conjointement Determining the Price of Minerals (OCDE/IGF, 2023, actualisé en 2024 et 2026), qui constitue le document de référence sur la manière de déterminer le prix d'un minerai à des fins fiscales. S'y ajoute le Handbook on Selected Issues for Taxation of the Extractive Industries by Developing Countries (Nations Unies, 2019). Ces textes répondent à la question « comment fixer un prix » — non à la question « où le contrôle doit-il porter son effort ».
(b) La « sixième méthode ». Le Brésil a appliqué de 1997 à 2020 un régime de prix minimaux administratifs aux transactions sur matières premières (Gomes & Mansur, 2018) — approche portée devant les tribunaux argentins et déployée en Indonésie dans l'industrie charbonnière (Daholi & Dewantara, 2023). Il s'agit d'une règle de prix : marges fixes ou prix de référence administratifs s'appliquent à la transaction. Elle suppose donc résolu ce que nous constatons être le problème central : l'existence d'un prix de référence.
(c) Le contentieux comparé. Une littérature récente documente les difficultés opérationnelles de valorisation des matières premières : incohérences entre valeur en douane et valeur fiscale au Pérou (Benzaquen, 2026), contentieux colombiens sur les transactions portant sur des matières premières, et pratiques des négociants à l'ère de la transparence fiscale.
(d) Le scoring de risque assis sur les déclarations pays par pays. C'est la littérature la plus proche de la nôtre, et elle doit être traitée frontalement. Depuis le BEPS Action 13, les administrations disposent d'un instrument de sélection des dossiers : les déclarations pays par pays (CbCR), dont l'usage pour l'évaluation du risque est documenté par Silberztein & Le Naourès (2017) et Picariello & Chand (2020) et, plus récemment, par la littérature sur le scoring algorithmique appliqué aux contrôles en prix de transfert (Narayanan & Siva, 2026). Ce sont bien des modèles de risque en prix de transfert — mais ils reposent sur une donnée administrative réservée, disponible seulement pour les groupes dépassant le seuil de dépôt, et ils renseignent le profil d'une entité, non la disponibilité d'un prix comparable.
Aucune de ces contributions ne propose un indice composite classant les couples pays × minerai selon le risque structurel de prix de transfert construit sur des sources publiques, ni ne mesure la disponibilité même d'un référentiel de prix. Les instruments existants portent ailleurs : le Resource Governance Index (NRGI, 2021) mesure la qualité de la gouvernance — non le risque de prix ; le Financial Secrecy Index mesure l'opacité des juridictions — non l'opacité d'un minerai ; le scoring CbCR mesure le profil d'un groupe sur une donnée réservée — non la faisabilité du contrôle dans une administration à capacité limitée.
Une nuance nécessaire : l'évaluation nationale des risques IFF. Le travail le plus proche du nôtre par la forme — un indice de risque composite construit sur des sources publiques — est l'Illicit Financial Flows Country Risk Profile de Nicolaou-Manias (2018), outil d'évaluation du risque de flux illicites destiné aux ministères des finances, dont la méthode a été déclinée en évaluation nationale pour l'Afrique du Sud (Qobo, Oguttu et Nicolaou-Manias, 2018). La distinction doit être dite nettement : cet instrument évalue le risque-pays, toutes catégories de flux illicites confondues, sur des indicateurs de gouvernance et de cadre légal ; le nôtre évalue le risque d'un couple pays × minerai au regard d'une seule question — la possibilité même de vérifier un prix. Le premier aide un ministère à hiérarchiser des chantiers ; le second lui indique sur quel flux un contrôle est matériellement instruisible. Les deux se complètent, et l'IRTPE ne prétend pas les remplacer. Sur le plan de la mesure, l'antécédent méthodologique direct est Nicolaou et Wu (2016), qui appliquent l'écart miroir douane-à-douane à cinq pays africains.
validation jurisprudentielle.(e) Les années récentes sont partielles (2024 : 183 ; 2025 : 69), sous contrainte de quota.
Ces cinq points ne sont pas des précautions oratoires : ce sont des résultats obtenus par la même méthode. Un instrument qui ne mesure pas ses propres angles morts n'est pas auditable.
Le corpus permet de spécifier quatre hypothèses testables. Elles sont présentées comme programme : l'instrumentation est partielle et les résultats ne sont pas encore établis.
| Hypothèse | Spécification | Statut |
|---|---|---|
| H1 — Écart systématique en Zone Rouge. Les minerais sans cotation publique et à marché d'acheteurs concentré présentent des écarts plus élevés que les minerais cotés, après contrôle du biais d'incoterm. | Différence de moyennes Rouge vs Verte + régression en panel à effets fixes (minerai, pays, année). | Instrumenté, non testé. |
| H2 — Amplification postérieure à 2013. Les écarts augmentent après 2013 dans les pays signataires d'un protocole d'accord, relativement aux non-signataires. | Différences-en-différences échelonnées (Callaway & Sant'Anna, 2021), cohortes = année de signature ; test de tendances parallèles ; ré-estimation par de Chaisemartin & D'Haultfœuille (2020) pour la réversibilité. | Bloqué sur la complétude 2024-2025. |
| H3 — Concentration des acheteurs et écart. Une concentration plus forte (HHI) est associée à un écart plus large pour un couple minerai–pays. | Régression en panel, HHI comme régresseur principal, effets fixes minerai et pays. | Instrumenté, non testé. |
| H4 — L'adhésion à l'ITIE ne réduit pas les écarts en Zone Rouge. Hypothèse nulle. | Interaction (indicatrice ITIE) × (zone) × (période). | Spécifiée, non testée. |
Unité d'observation et notation. Soit i le couple (pays exportateur, minerai) et t l'année. La variable dépendante est la valeur absolue de l'écart déclaratif bilatéral, en transformation logarithmique pour atténuer l'asymétrie et la sensibilité aux valeurs extrêmes : y_it = ln(1 + |gap_it|). Les écarts sont exprimés en USD constants 2015 (§4.5) et le signe est neutralisé, l'objet étant l'ampleur de la divergence et non son sens.
yit = α + β · Rougei + Xit′γ + μi + λt + εit
où Rouge_i est l'indicatrice de zone (fixe dans le temps, donc identifiée en l'absence d'effets fixes individuels — la variable est absorbée dans les spécifications alternatives, cf. robustesse), X_it un vecteur de contrôles (HHI, fréquence transactionnelle, adhésion ITIE, indicateur BRI, taux de redevance), μ_i et λ_t des effets fixes individuels et temporels. Prédiction : β > 0.where Rouge_i is the zone dummy (time-invariant, hence identified absent individual fixed effects — the variable is absorbed in the alternative specifications, see robustness), X_it a vector of controls (HHI, transaction frequency, EITI membership, BRI indicator, royalty rate), and μ_i, λ_t individual and time fixed effects. Prediction: β > 0.
yit = α + β · HHIit + Xit′γ + μi + λt + εit
Le régresseur d'intérêt HHI_it est l'indice de Herfindahl-Hirschman calculé sur les parts des partenaires importateurs, variant dans le temps — ce qui l'identifie malgré les effets fixes individuels. Prédiction : β > 0. C'est le test direct du pilier théorique 3 (§3.1).The regressor of interest, HHI_it, is the Herfindahl-Hirschman index computed on partner import shares, time-varying — which identifies it despite individual fixed effects. Prediction: β > 0. This is the direct test of theoretical pillar 3 (§3.1).
ATT(g, t) = E[ yit(g) − yit(0) | Gi = g ]
L'estimateur est celui de Callaway & Sant'Anna (2021) : les cohortes g sont les années de signature d'un protocole d'accord (identifiées d'après la base AidData, §2.4) et les effets sont agrégés sans recourir aux unités déjà traitées comme témoins. Le TWFE naïf serait biaisé sous traitement échelonné (Goodman-Bacon, 2021) ; la réversibilité du traitement — adhésions suspendues — est traitée par l'alternative de de Chaisemartin & D'Haultfœuille (2020). Prédiction : ATT(g, t) croissant en t.The estimator is Callaway & Sant'Anna (2021): cohorts g are memorandum-of-understanding signature years (from AidData, §2.4) and effects are aggregated without using already-treated units as controls. Naive TWFE would be biased under staggered treatment (Goodman-Bacon, 2021); reversibility — suspended memberships — is handled by the alternative of de Chaisemartin & D'Haultfœuille (2020). Prediction: ATT(g, t) increasing in t.
Test des tendances parallèles : les pseudo-ATT pré-traitement doivent être statistiquement nuls ; un écart systématique invaliderait l'interprétation causale et ramènerait H2 à une corrélation descriptive.Parallel-trends test: pre-treatment pseudo-ATTs must be statistically zero; a systematic deviation would invalidate the causal interpretation and reduce H2 to a descriptive correlation.
yit = α + β1EITIit + β2(EITIit×Rougei) + β3(EITIit×Postt) + β4(EITIit×Rougei×Postt) + Xit′γ + μi + λt + εit
Hypothèse nulle : β4 n'est pas significativement différent de zéro — l'adhésion ne réduit pas les écarts dans les minerais hors bourse, alors qu'un effet est attendu sur les minerais cotés (canal de la réconciliation volumétrique). Le test est un test d'absence d'effet : son interprétation dépend de la puissance statistique, et un échec à rejeter ne vaut pas preuve d'absence — point à expliciter dans la rédaction finale.Null hypothesis: β4 is not significantly different from zero — membership does not reduce gaps in unquoted minerals, whereas an effect is expected for quoted ones (the volumetric-reconciliation channel). This is a test of no effect: its interpretation depends on statistical power, and a failure to reject is not proof of absence — to state explicitly in the final write-up.
Ce papier soutient une thèse simple et démontrée : l'opacité des prix dans les chaînes extractives africaines est mesurable, à partir de sources publiques uniquement, et cette mesure produit un livrable opérationnel — une file de constats hiérarchisés dont on sait, pour chacun, s'il s'appuie sur un référentiel de prix ou non.
Il soutient simultanément une thèse négative, qui est peut-être la plus utile à la discussion scientifique : la limite décisive n'est pas la détection, c'est l'identification. Le dispositif produit 1 543 constats et ne peut pas nommer les structures qui captent la valeur, parce que les registres publics ne le permettent pas — 75 % des entités enregistrées ne publient aucune relation, 2 registres sur 43 portent un contenu atteignable, et les listes de filiales disponibles ne comportent aucun identifiant permettant la jointure.
Trois prolongements en découlent. Premier : la clé jointe manquante — un identifiant d'immatriculation national — conditionne toute extension du graphe de propriété ; c'est un travail documentaire et institutionnel, pas algorithmique. Deuxième : la qualification juridique des constats — à partir de quand un écart déclaratif devient un ajustement opposable — reste entièrement à construire, et relève du droit fiscal international. Troisième : le programme de test H1-H4 doit être exécuté, ce qui suppose d'abord de compléter la collecte 2024-2025.
Le précédent historique est instructif. La taxation des ressources naturelles par référence à une cotation, et l'aveu explicite de l'écart entre la règle écrite et la pratique, ne sont pas des inventions récentes : ils sont documentés depuis au moins 1998 sur le cas indonésien (Heij, 1998). Ce papier ne prétend pas proposer un cadre inédit ; il propose d'outiller un principe ancien — mesurer l'écart au prix de marché — là où l'instrumentation manquait.
Le dispositif comporte une couche d'assistance documentaire destinée à l'inspecteur. Nous la signalons ici parce qu'elle déplace le risque sans le supprimer. Dans un domaine fiscal, une erreur de génération — indiquer un délai de reprise erroné, par exemple — peut induire une décision coûteuse ; la littérature sur l'usage responsable de l'IA dans les administrations fiscales est explicite sur ce point (Aslett et al., 2024), et le rapport préliminaire du panel scientifique indépendant des Nations Unies (2026) souligne que les garde-fous actuels ne suivent pas le rythme des capacités des systèmes.
Nous en tirons une conclusion de méthode, cohérente avec la doctrine générale du dispositif : tant qu'un mécanisme de citation vérifiable — chaque affirmation liée au paragraphe source exact — n'est pas implémenté, la couche d'assistance doit être présentée comme une aide à la lecture et non comme une source d'interprétation. Le principe « un écart est un signal, jamais une preuve » se prolonge ici en « une génération n'est pas une citation ». La mesure de cette limite relève du même travail que la §5.4.
Classement alphabétique. Les crochets renvoient à la section où la référence est mobilisée.
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N'DRI Research Lab · recherche indépendante · septembre 2026 · version de travail destinée à la discussion scientifique. Déclaration d'intérêts : l'auteur est l'auteur de l'instrument décrit. Aucun financement institutionnel n'a soutenu ce travail.