Séminaire d Économie Publique

Dimension: px
Commencer à balayer dès la page:

Download "Séminaire d Économie Publique"

Transcription

1 Séminaire d Économie Publique Les niveaux de dépenses d'infrasrucure son-ils opimaux dans les pays en développemen? Sonia Bassi, LAEP Discuan : Evans Salies, MATISSE & ADIS, U. Paris 11 Mardi 8 février 2005 Maison des Sciences Économiques , bd de l'hôpial Paris cedex 13

2 LES NIVEAUX DE DEPENSES D INFRASTRUCTURE SONT- ILS OPTIMAUX DANS LES PAYS EN DEVELOPPEMENT? Sonia Bassi Février 2005 Inroducion La quesion principale à laquelle nous chercherons à apporer une réponse es : quel es le niveau opimal de dépenses publiques e es-ce que ce niveau a éé dépassé dans ceraines économies en développemen dans la praique. En effe, La aille opimale des services publics d infrasrucure sera esimée en examinan le rôle que jouen les infrasrucures dans le processus producif. La combinaison opimale enre les aciviés privées e publiques a longuemen éé débaue dans la liéraure économique. Barro (1990) a fourni la conribuion héorique la plus récene dans ce suje. Dans le cadre d un modèle de croissance endogène, il monre que les services publics son fournis de façon opimale lorsque leur producivié marginale es égale à un (règle de Barro). L idée es donc de parir de la règle de Barro pour consruire un modèle empirique qui nous permera de répondre aux quesions suivanes : esce que les services publics son producifs? es-ce que le niveau de services publics fourni es opimal, sur-produi ou sous-produi? e enfin quelle es la aille opimale des services publics d infrasrucure. L observaion de l évoluion des dépenses publiques d infrasrucure dans un large échanillon de pays en développemen, nous perme de remarquer que la répariion des dépenses publiques oales varie beaucoup enre les pays e dans le emps. 1

3 L objecif du ravail présené dans ce chapire es de ener d approfondir les fondemens héoriques des ravaux de Barro (1990), en proposan une nouvelle méhodologie qui se rapproche de celle de Karras (1996, 1997). L avanage du recours à cee liéraure es qu elle nous perme d appréhender auremen 1 les effes des dépenses publiques d infrasrucure sur la croissance. Nous pouvons rappeler que la quesion soulevée par la liéraure qui s apparene aux ravaux de Aschauer (1989 a, 1989b, e 1990) éai pluô de savoir si les dépenses publiques d infrasrucure son bénéfiques ou nuisibles à la croissance économique. Une quesion plus inéressane serai de savoir si les niveaux observés de dépenses publiques d infrasrucure son opimaux, ou son-ils au conraire au dessus ou en dessous des seuils d opimalié dans la praique. L objecif de cee éude es de dépasser les résulas déjà obenus dans la liéraure (Aschauer [1989], Munnell, [1992], Hulen [1994]) en proposan une nouvelle méhodologie pour éudier l impac des dépenses publiques sur la croissance économique. La quesion principale à laquelle nous chercherons à apporer une réponse es : quel es le niveau opimal de dépenses publiques e es-ce que ce niveau a éé dépassé dans ceraines économies en développemen dans la praique. En effe, La aille opimale des services publics d infrasrucure sera esimée en examinan le rôle que jouen les infrasrucures dans le processus producif. Le mixe opimal enre les aciviés privées e publiques a longuemen éé débau dans la liéraure économique. Barro (1990) a fourni la conribuion héorique la plus récene dans ce suje. Dans le cadre d un modèle de croissance endogène, Barro a monré que les services publics son fournis de façon opimale lorsque leur producivié marginale es égale à un (règle de Barro). L idée es donc de parir de la règle de Barro pour consruire un modèle empirique qui nous permera de répondre aux quesions suivanes : es-ce que les services publics son producifs? es-ce que le niveau de services publics fourni es opimal, sur-produi ou sous-produi? 1 Nous faisons référence aux ravaux d Aschauer ainsi que oue la liéraure qui s apparene à cee lignée de ravaux éudes. 2

4 D un aure côé, nore éude présene l avanage de prendre en considéraion les développemens récens de l économérie des données de panel. Plusieurs ravaux présenen des jusificaions en faveur de l exisence de racine uniaire dans les séries de produi inérieur bru uilisées dans les différenes éudes économériques réalisées jusqu alors. Nous cions à ce effe les ravaux récens de Cheung e Lai (1999), Lee, Pesaran e Smih (1997) e Pedroni (1998 a, b). Habiuellemen, le passage aux variables en différences premières perme de remédier au problème de non-saionnarié. Cependan cee soluion souven uilisée dans les éudes empiriques anérieures présene l inconvénien d ignorer le problème de coinégraion. Les problèmes d endogénéié e de mulicolinéarié qui peuven survenir on éé corrigés. Ainsi les esimaeurs son asympoiquemen sans biais. Plus pariculièremen des esimaions en moindres carrés pleinemen modifiés e moindres carrés dynamiques on éé uilisés. Secion 1 : Les fondemens héoriques du modèle Le modèle que nous proposons dans cee secion consiue une exension (généralisaion) du modèle de Karras (1997) e de Bajo-Rubio e al. (2002). Nous parons de la foncion de producion agrégée suivane : Y = A F ( L, KP, KG ) (1) avec Y l oupu réel qui dépend des quaniés de capial privé KP, de capial public KG e du ravail L. A représene un indice du niveau de la echnologie. La foncion de producion vérifie les propriéés de coninuié e de dérivabilié d ordre 2 : = e Fxx= p0 pour X = LKPKG,, F F x f0 X 2 F X 2 A la différence de Karras (1997), nous supposerons que F es homogène de degré Z f ( Z p1) pour ous les faceurs. En d aures ermes, nous n émerons pas d hypohèses 3

5 sur la naure des rendemens d échelle pour les rois inrans. Les rendemens d échelle peuven donc êre croissans, consans ou décroissans en foncion de la valeur de Z. La foncion de producion par êe s écri : y z 1 = L A f ( kp, kg ) (2) avec X L x= consiuen les variables exprimées par êe pour X = Y, KP, KG avec fx f0 f ² f = e fxx p0 x x² = pour x = kp, kg La producion éan soi invesie soi consommée, on aura donc, en erme de capial par êe : kp = dk d = L z 1 A. f ( kp, kg ) c ( δ + n) kp τ (3) avec c la consommaion par êe, n le aux de croissance de la populaion e τ le aux d imposiion par êe qui es supposé financer l accumulaion du capial public du fai de la conraine budgéaire. Cee dernière es elle aussi exprimée par êe, elle s écri : kg = τ ( δ + n) kg (4) avec dkg kg = d le capial public es supposé se déprécier au même aux que le capial privé. D un aure côé, l agen représenaif maximise une foncion d uilié qui dépend de la consommaion par êe sur un horizon infini. 4

6 U = u c) e 0 ( d ρ (5) avec ρ le aux de préférence pour le emps e u c= f0 dc du. Cee foncion d uilié es conraine par (3) e (4) avec kp 0 e kg 0. 0 f 0 f La résoluion de ce problème d opimisaion passe par l Hamilonien qui s écri : H = u( c ) e + λ ( L A f ( kp, kg ) c ( δ + n) kp τ ) + λ ( τ ( δ + n) kg ) ρ z Les condiions de premier ordre son : δ H δ c e ρ = λ1 = 0 δh = λ λ δτ 1 + 2= 0 δh δkp z 1 1 L A f kp λ1 ( δ + n) = 1 = λ λ δh δkg = λ z 1 1 L A f kg λ2 δ + n) ( = λ 2 A parir des rois premières condiions, on obien : uc uc = z 1 [ L A f ( δ + n) ] ρ kp (6) e c es ce qu on appelle la condiion d Euler. 5

7 A parir des rois dernières condiions, on obien : L A f z 1 z 1 kp = L A f (7) kg L 1 A f L 1 A z e z kp kg f représenen les producions marginales du capial public e du capial privé respecivemen qu on noera MPK e MPG. L équaion (6) représene la condiion d Euler qui implique que plus le produi marginal du capial (ne du aux de dépréciaion du capial e du aux de croissance de la populaion) par rappor au aux de préférence pour le emps es élevé, plus il es avanageux (bénéfique) de baisser le niveau de consommaion courane afin de profier d une croissance plus élevée plus ard. L équaion (7) affirme que la condiion d opimalié sipule que la producivié marginale de l accumulaion du capial privé doi êre égale à la producivié marginale du capial public. Une producivié marginale du capial public supérieure à celle du capial privé signifie que le capial public es fourni en quanié insuffisane par rappor au capial privé. Il convien de remarquer que la condiion d opimalié, (l égalisaion des produciviés marginales du capial public e du capial privé), coïncide avec la condiion déjà éablie par Karras (1997) mais généralisée ici pour n impore quel ype de rendemens d échelle pour ous les inrans de la foncion de producion. Secion 2 : Le modèle empirique Nous proposons un modèle simple où l économie es représenée par une foncion de producion qui inclu le capial public. Soi la foncion de producion suivane, reprise du modèle de Karras (1997) : Y = A F L KP, KG ) (1) (, 6

8 En différencian l équaion (1) par rappor au emps e en divisan par Y, on obien : dy = A F + A L L F KP F KG L( ) + K( ) + KG( ) L KP KP KG KG dy A F F F = + L+ KP+ K G A L KP KG Y Y = A F L F KP F KG + ( ) + ( ) + ( ) A L Y KP Y KG Y α= F ( L ) Soien L Y : l élasicié de la producion par rappor à l emploi ; F MPK = : la producivié marginale du capial e KP F MPG = : la producivié marginale des services publics d infrasrucure. KG Y A L KP KG = + α ( ) + MPK( ) + MPG( ) (3) Y A L Y Y Nous pouvons aussi écrire l équaion (3) en logarihmes, nous obenons : logy = log A + α log KG + βlog KP + γ log L + ε (4) 0 i i i i L esimaion empirique de l équaion (4) perme de eser les hypohèses suivanes liées à la producivié des services publics d infrasrucure. Les paramères à esimer éan α, β eγ. 7

9 Y Y Nous pourrons par la suie déerminer MPG e MPK avec MPG= α e MPK= β KG KP Y KG Y e représenen le produi moyen du capial public e privé respecivemen. KP H1 : Hypohèse nulle : MPG = 0 ; les dépenses publiques d infrasrucure ne son pas producives. Hypohèse alernaive : MPG > 0 : les dépenses publiques d infrasrucure son producives. La règle de Barro prévoi que la fourniure du service public par l Ea es opimale lorsque MPG = 1. L inuiion qui découle de cee règle es que les services publics son fournis de façon opimale lorsqu une augmenaion de leur fourniure de un dollar augmene l oupu exacemen de un dollar. Nous pouvons aussi eser l hypohèse selon laquelle le niveau de services publics fourni es opimal, soi : H 2 : Hypohèse nulle : MPG = 1 : Dans ce cas les dépenses publiques ne son ni surproduies ni sous produies. Hypohèse alernaive 1 : MPG < 1 : Il exise une surproducion de services publics. Hypohèse alernaive 2 : MPG > 1 : Il exise une sous producion des services publics. A. Analyse préliminaire : Dans cee secion, nous procédons à une analyse préliminaire de nore base de données. Dans une première éape nous présenerons nore échanillon, les différenes variables du modèle ainsi que les sources de nos données (1- Présenaion des données). Dans une deuxième éape, nous éudions les caracérisiques sochasiques des séries uilisées (2- les ess 8

10 de racine uniaires). Enfin, nous présenons les ess de coinégraion pour chaque pays de l échanillon (3- Analyse de la coinégraion dans chaque pays) 1. La présenaion des données Nore éude empirique couvre (compe, compore) 31 pays en développemen sur la période Ce choix es moivé par la voloné de eser nore modèle sur un ensemble de pays représenaif de l ensemble des pays en développemen. Par ailleurs, l échanillonnage résule d une maximisaion dans le emps e dans l espace du nombre d observaions, à parir des données disponibles d invesissemen public e privé. La classificaion des économies que nous avons adopées es celle de la Banque Mondiale. Cee insiuion offre rois ypes de classificaion au sein des pays en développemen. Une première classificaion es faie selon le groupe de revenu. Les économies son disinguées selon le revenu naional bru par habian de 2002, calculé selon la méhode Alas 2 de la Banque Mondiale. Nous disinguons les groupes suivans : les pays à faible revenu 3, les pays à revenu moyen inférieur 4 e les pays à revenu supérieur 5. La deuxième classificaion caracérise la région géographique à laquelle apparien chaque pays 6. E enfin, la classificaion selon le aux d endeemen. Les deux crières de classificaion reenus son la valeur acuelle du service de la dee par rappor au RNB e la valeur acuelle du service de la dee par rappor aux exporaions. Ainsi, nous disinguons les pays rès endeés 7, les pays 2 Définiion de la méhode Alas de la Banque Mondiale 3 Pays à faible revenu : Pays ayan un revenu naional bru par êe égal à 735 $ ou moins. 4 Pays à revenu moyen inférieur : Pays ayan un revenu compris enre 736 $ e 2935 $. 5 Pays à revenu moyen supérieur : Pays ayan un revenu compris enre 2936 $ e 9075$. 6 Les différenes régions géographiques : Afrique Subsaharienne, Amérique Laine e Caraïbes, Asie du Sud, Asie de l Es e Pacifique, Moyen Orien e Afrique du Nord, 7 Pays rès endeés : Pays pour lesquels le raio de la valeur acuelle du service de la dee par rappor au RNB e le raio de la valeur acuelle du service de la dee par rappor aux exporaions son supérieurs aux seuils criiques de 80% e 220% respecivemen. 9

11 modérémen endeés 8 e les pays les moins endeés 9. La lise des pays ainsi que leur classificaion selon les rois crières de la Banque Mondiale es présenée dans le ableau 4.1 : 8 Pays modérémen endeés : Pays pour lesquels au moins un des deux raios ciés dépasse 60% du seuil criique. 9 Pays les moins endeés : Toues les aures économies classées comme à bas revenu e à revenu moyen son rangées dans ce groupe. 10

12 Tableau 4 1 : Classificaion des pays de l échanillon Pays Région Groupe Revenu Niveau d'endeemen 1 Argenine Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Très endeé Caraïbes 2 Bangladesh Asie du Sud Revenu faible Moins endeé 3 Brésil Amérique Laine e Revenu moyen inférieur Caraïbes Très endeé 4 Chili Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Moderaely indebed Caraïbes 5 Chine Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen inférieur Moins endeé 6 Colombie Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 7 Cosa Rcca Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen supérieur Moins endeé 8 Côe d'ivoire Afrique subsaharienne Revenu faible Très endeé 9 République Dominicaine Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 10 Équaeur Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Très endeé 11 Egype Moyen Orien e Afrique du Revenu moyen inférieur Nord Moins endeé 12 El Salvador Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 13 Guaemala Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 14 Inde Asie du Sud Revenu faible Moins endeé 15 Indonésie Asie de l'es e Pacifique Revenu faible Très endeé 16 Kenya Afrique Subsaharienne Revenu faible Modérémen endeé 17 Madagascar Afrique Subsaharienne Revenu faible Très endeé 18 Malawi Afrique Subsaharienne Revenu faible Très endeé 19 Malaisie Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen supérieur Modérémen endeé 20 Mexique Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen supérieur Moins endeé 21 Maroc Moyen Orien e Afrique du Revenu moyen inférieur Nord Moins endeé 22 Pakisan Asie du Sud Revenu faible Très endeé 23 Paraguay Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Moins endeé 24 Pérou Amérique Laine e Caraïbes Revenu moyen inférieur Très endeé 25 Philippines Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 26 Afrique du Sud Afrique Subsaharienne Revenu moyen inférieur Moins endeé 27 Thaïlande Asie de l'es e Pacifique Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 28 Tunisie Moyen Orien e Afrique Modérémen Revenu moyen inférieur du Nord endeé 29 Turquie Europe & Asie Cenrale Revenu moyen inférieur Modérémen endeé 30 Uruguay Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Très endeé Caraïbes 31 Le Vénézuéla Amérique Laine e Revenu moyen supérieur Moins endeé Caraïbes Les données brues on éé collecées à parir du cédérom de la Banque Mondiale (World Developmen Indicaors, 2002) e de la base de Nehru e Dhareshwar (IEC Capial Sock Daa) Il s agi de la formaion brue de capial fixe oale, e de la par de l invesissemen 11

13 privé dans l invesissemen oal. L invesissemen public es calculé comme la différence enre l invesissemen oal e l invesissemen privé. Toues les informaions on éé collecées en dollars consans, base 1995 afin de pouvoir procéder à des comparaisons inernaionales. Les séries de capial physique de 1970 à 1987 proviennen de la base de données de Nehru e Dhareshwar qui uilisen des données réelles en monnaie naionale, base 1987 qu ils converissen en dollar consans. Comme le fon noer Benhabib e Spiegel (1997), les déviaions de ces valeurs de la parié des pouvoirs d acha rends les esimaions de Nehru e Dhareshwar non fiables. Afin de pouvoir procéder à de réelles comparaisons inernaionales, nous avons calculé le capial physique en pourcenage du produi inérieur bru réel en monnaie naionale, base Nous muliplions par la suie cee valeur par le PIB en dollar consans, base Pour les années, plus récenes ( ), nous avons eu recours à la base de données de la banque mondiale. Pour consruire une série de sock de capial à parir d une série de données sur la formaion de capial, nous avons uilisé la méhode de l invenaire permanen par le moyen de la procédure suivane : K δ = I+ ( 1 ) K 1 K mesure le sock de capial de l année, I représene la formaion brue de capial fixe de l année e δ le aux de dépréciaion du capial. Le aux de dépréciaion du capial éan variable enre les pays, nous avons supposé comme Herrera (2001) qu il es égal à 4 pour cen pour ous les pays de l échanillon. 2. Les ess de racine uniaire L éude des caracérisiques sochasiques des séries emporelles uilisées dans les éudes en panel a longuemen éé ignorée. Les ravaux récens de Banerjee (1999) e Balagi e Kao (2000) présenen des développemens récens dans l économérie des données de panel qui on pariculièremen révoluionné l éude des racines uniaires e de la coinégraion des données de panel. Les ess de racine uniaire les plus uilisés par la liéraure récene on 12

14 éé proposées par Levin e Lin (1992,1993), Im, Pesaran e Shin (1995, 1997), Harris e Tzavalis (1999), Maddala e Wu (1999) e Breiung (2000). L ensemble de ces ess pose l hypohèse nulle de non-saionnarié (ou en d aures ermes, de présence de racine uniaire) qu ils esen conre des hypohèses alernaives de saionnarié. Nous commencerons donc nore analyse par l éude des caracérisiques sochasiques des différenes séries uilisées dans nore modèle empirique. Nous présenons dans ce qui sui les résulas de l éude de saionnarié pour les différenes séries uilisées dans nore modèle. Nous nous limierons à la présenaion des ess de Im, Pesaran e Shin (1997) que nous appellerons IPS_97 ainsi que les ess de Harris e Tzavalis (1999) auxquels nous ferons référence par HT_99. Les dix ess de Levin e Lin (1992, 1993) donnen des résulas similaires. Nous avons choisi de ne pas les présener pour des raisons de brièveé (afin d évier la répéiion) surou qu ils confirmen les résulas des aures ess reenus. Le résula des ess de racine uniaire pour les quare variables uilisées dans nore régression son présenés dans le ableau 4.2 : Tableau 4.2.a. Tes de Racine uniaire pour la variable log PIB Nom du Tes IPS_97 (a) IPS_97 (b) Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje 2,513 0,005 + ηi -3,521 0,000 HT_1 0,189 0,425 HT_2 HT_3 4,266 0,000 + ηi -27,354 0,000 13

15 Tableau 4.2.b. Tes de Racine uniaire pour la variable log KP Nom du Tes Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje IPS_97 (a) IPS_97 (b) 8,266 0,000 + ηi 3,271 0,000 HT_1 0,458 0,323 HT_2 HT_3-0,026 0,489 + ηi -27,231 0,000 Tableau 4.2.c. Tes de Racine uniaire pour la variable log KG Nom du Tes Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje IPS_97 (a) IPS_97 (b) -3,692 0,000 + ηi -3,223 0,000 HT_1-0,013 0,494 HT_2 HT_3-14,959 0,000 + ηi -27,058 0,000 Tableau 4.2.d. Tes de Racine uniaire pour la variable log L Nom du Tes Composane déerminise Saisique du es* Niveau de significaion pour le reje IPS_97 (a) IPS_97 (b) 6,985 0,000 + ηi 2,907 0,002 HT_1 0,190 0,424 HT_2 HT_3 5,004 0,000 + ηi -27,354 0,000 14

16 Les résulas de la plupar des ess de racine uniaire ne nous permeen pas de rejeer l hypohèse nulle selon laquelle chaque pays a une racine uniaire pour oues les séries exprimées en logarihmes. Comme nous pouvons le remarquer, cerains ess laissen croire pouran le conraire. Il exise en effe une ceraine ambiguïé dans les résulas. La première version du es de Harris e Tzavalis (HT_1) donne des résulas conradicoire avec ceux de la deuxième e de la roisième version du modèle ainsi que du es IPS pour oues les séries analysées. Des résulas similaires apparaissen aussi avec la deuxième version du modèle (HT_2, qui inrodui des effes fixes emporels e individuels) pour la variable log KG. Harris e Sollis (2003) soulignen aussi l ambiguïé de l inerpréaion des résulas des différens ess de racine uniaire. En effe, les aueurs noen que malgré le reje de l hypohèse nulle de non-saionnarié dans la majeure parie des cas pour les séries qu ils éudien, ces ess resen sensibles à l inroducion (inclusion) d effes fixes individuels e d effes fixes individuels e emporels dans le modèle esimé, qui peuven alérer la capacié des ess à rejeer l hypohèse nulle. Harris e Sollis précisen aussi que les différens ess de racine uniaire présenen l inconvénien de ne pas donner de résulas irrévocables, bien qu en praique, la endance es au reje de l hypohèse d exisence de racine uniaire dans les séries lorsque les ess sur données individuelles (par pays) ne réussissen pas à rejeer l hypohèse de non saionnarié. Les ess de racine uniaire des différenes séries réalisées pour chaque pays ne permean pas de ne pas rejeer l hypohèse nulle de non-saionnarié, nous admerons alors que les données en panel ne son pas saionnaires. Les problèmes liés à la présence de racines uniaires peuven êre palliés en passan les séries en différences premières. Cependan cee procédure n es pas valable pour esimer les relaions de long erme lorsque les séries son coinégrées. B. Les ess de coinégraion sur données de panel Il es imporan de signaler qu en l absence de coinégraion, il es possible d évier les problèmes relaifs aux régressions fallacieuses lorsque les séries ne son pas saionnaires. Dans ce cas, il suffi de différencier les séries non-saionnaires e de procéder à 15

17 l esimaion avec les variables modifiées (Garcia-Mila e al., 1996). Cependan, si les variables en quesion son coinégrées, l esimaion du modèle en différence es erronée puisque le modèle ignore les informaions de long erme conenues dans les variables en niveau. Nous présenons dans un premier emps les caracérisiques des ess de coinégraion sur données de panel e les résulas de ces ess sur nore panel. 1. Présenaion des ess de coinégraion : Pedroni (1995, 1997, 1998, 1999) présene les propriéés des régressions fallacieuses de panel e élabore des modèles pour eser l'hypohèse nulle d absence de coinegraion pour les panels homogènes e héérogènes. Les ess de coinégraion des panels de Pedroni représenen une exension du modèle de Engle e Granger (1987). 2. Analyse de la coinégraion dans le panel ////////////////////////////////// Tes de Pedroni (1999) Panel- ν Panel ρ Panel (non paramérique) Panel (paramérique) Group ρ Composane déerminise Saisique du es*

18 Group (non paramérique) Group (paramérique) Panel ν Panel ρ Panel (non paramérique) Panel (paramérique) Group ρ Group (non paramérique) Group (paramérique) ηi ηi ηi ηi ηi ηi ηi *Tous les ess saisiques de Pedroni son asympoiquemen disribués sous la loi Normale sandard. Les ess Panel- ν uilisen la parie posiive alors que ous les aures ess la négaive. Les ess de coinégraion de Pedroni fon apparaîre des résulas mixes. Parmi les quaorze ess élaborés, seuls permeen de rejeer l hypohèse nulle d absence de coinégraion. Harris e Sollis (2003) renconren une ambiguïé au niveau des résulas semblable à la nore lors de l applicaion des ess de coinégraion de Pedroni (1999) à l exemple de Kao e al. (1999) (voir réf dans np1.3). Parmi les dix hui ess, seuls cinq ess son significaifs e permeen le reje de l hypohèse nulle. Selon ces mêmes aueurs, éan donné que la saisique group- paramérique (qui correspond à la saisique groupe-adf) compe parmi les plus fiables, nous pouvons admere que les résulas des ess de coinégraion nous auorisen à rejeer l hypohèse nulle d absence de coinégraion. L exisence d une relaion de coinégraion enre le PIB e les infrasrucures implique la nécessié d uiliser un mécanisme de correcion d erreur, avec au moins l ajusemen d une variable afin de garder l équilibre de long erme inac (inchangé). Une explicaion simple de la relaion de coinégraion es que celle-ci provien (émane) d une force exogène el que le progrès echnique qui simule la croissance économique e perme au capial physique public de s adaper au niveau du PIB à ravers un mécanisme de demande. En effe, la demande 17

19 de consommaion des infrasrucures s accroî avec l amélioraion du niveau de vie de la populaion. Cependan, comme l illusre ce exemple, l exisence d une relaion de coinégraion, en ellemême, n explique pas nécessairemen que la causalié foncionne dans le sens opposé ; c es à dire, de l infrasrucure vers le PIB de long erme. La demande d infrasrucure à des fins de consommaion ne conribue héoriquemen pas à la mise en place d une relaion de coinégraion sur le long erme enre le PIB e le capial physique public. C. Présenaion e inerpréaion des résulas : Une fois les relaions de coinégraion mises en évidence, nous procédons à une brève présenaion des propriéés des différenes méhodes d esimaion uilisées pour les panels coinégrés. Nous porerons en pariculier nore aenion sur la méhode des moindres carrés ordinaires, la méhode des moindres carrés pleinemen modifiés e enfin sur la méhode des moindres carrés dynamiques 10. Enfin, nous présenons les résulas de ces ess pour nore échanillon. 1. OLS, FMOLS e DOLS Les propriéés asympoiques des esimaeurs des coefficiens des régressions e les ess saisiques associés aux panels coinégrés son différens de ceux des modèles de régressions des séries emporelles. Ces différences apparaissen dans les ravaux récens de Kao e Chiang (2000), Philips e Moon (1999a) e Pedroni (1996). Les modèles de panels coinégrés on éé consruis dans la perspecive d éudier les quesions qui poren ypiquemen sur les relaions économiques de long erme renconrées dans les séries (données) macroéconomiques e financières. Ces relaions on éé prédies par la héorie économique, d où la nécessié 10 Kao C. e M.-H. Chiang (2000), «On he Esimaion and Inference of a Coinegraed Regression in Panel Daa», In B. H. Balagi, édieur, Advances in Economerics, Vol. 15, Elsevier Press. 18

20 d esimer les coefficiens de ces régressions afin de vérifier la validié des résulas héoriques. Kao e Chen (1995) monren que l esimaion des panels coinégrés par les MCO es asympoiquemen normale mais demeure asympoiquemen biaisée. Chen, McCoskey e Kao (1999) examinen les propriéés de l esimaeur des MCO pour un échanillon fini. Ils rouven que la correcion du biais de l esimaeur des MCO n améliore pas la qualié de l esimaion en général. Leurs résulas suggèren que les modèles alernaifs els que les MCO pleinemen modifiés e l esimaeur des MCO dynamiques peuven êre plus inéressans. L esimaion par les moindres carrés pleinemen modifiés consiue une approche non paramérique qui corrige effes des paramères de nuisance apparenan à disribuion inconnue des erreurs du modèle alors que l esimaion par les MCO dynamiques es une approche paramérique dans laquelle les ermes reardés en différences premières son esimés de façon explicie. La liéraure offre des argumens (résulas) conradicoires concernan les avanages e les inconvéniens des différenes méhodes d esimaion des panels coinégrés, ce qui rend difficile le choix de la méhode appropriée. Kao e Chiang (2000) on éudié les caracérisiques des rois esimaeurs pour un échanillon fini. Les conclusions de leurs invesigaions peuven êre résumés dans les rois poins suivans. Ils on rouvé que (i) l esimaeur des MCO présene un biais non négligeable dans le cas des échanillons finis, (ii) l esimaeur des MCO pleinemen modifiés n améliore pas la qualié de l esimaion en comparaison avec l esimaeur des MCO dynamiques, e enfin (iii) l esimaeur des MCO dynamiques pourrai êre plus promeeur que les MCO e les MCO pleinemen modifiés dans l esimaion des régressions des panels coinégrés. Au conraire, Pedroni (2000) présene des argumens en faveur des MCO pleinemen modifiés. Balagi e Kao (2000) e Harris e Sollis (2003) soulignen l absence d argumens héoriques fiables en faveur de l une ou l aure des différens esimaeurs. Nous présenerons donc dans la secion suivane les résulas des esimaions de nore modèle par les rois esimaeurs les plus uilisés dans la liéraure empirique récene. 19

21 1- Présenaion des résulas de l esimaion MCO MCO Pleinemen Modifiés MCO Dynamiques Kp 0,32 0,736 0,659 (29,96) (35,9) (28,134) Kg 0,06 0,18 0,134 (12,43) (23,87) (15,91) L 0,927 1,069 0,931 (42,27) (17,473) (13,58) R² ajusé 0,881 0,428 0,319 Nous remarquons que le sock de capial public conribue de manière significaive e posiive à la croissance du PIB, avec une élasicié environ deux fois inférieure à celle du capial privé. Ce consa confirme les résulas de Dessus e Herrera (1996) qui on analysé le rôle du capial public dans la croissance des pays en développemen au cours des années 80. A ce niveau de l analyse, il nous es possible de déduire des esimaions précédenes une évaluaion des rémunéraions facorielles, e plus précisémen pour ce qui nous occupe ici, de la rémunéraion du capial public, un aux de renabilié implicie annuel du capial qui correspond à la producivié marginale induie de ce faceur dans le panel peu en effe êre calculé à parir de la valeur de l élasicié du produi par rappor à ce sock, α e β e du coefficien du capial public. Les produciviés marginales du capial public e privé son désignées respecivemen par MPG e MPK e son donnés formellemen par : Y Y MPG = = α KG KG Y Y MPK = = β KP KP 20

22 Y Le calcul du coefficien du capial privé nous donne : =3,265 e le coefficien du capial KP Y privé correspond à =3,376. KG MCO MCO Pleinemen Modifiés MCO Dynamiques MPK 1,045 2,403 2,152 MPG 0,225 0,677 0,54 2. Inerpréaion des résulas 2.1. Es-ce que le capial public d infrasrucure es producif? Première hypohèse : H0 : MPG=0 KG non producif H1 : MPG>0 KG producif Nous commencerons l inerpréaion de nos résulas en éudian la première hypohèse. Cee hypohèse nous perme de voir si les dépenses publiques en capial son producives ou non dans les pays de nore échanillon. Selon cee hypohèse, une producivié marginale du capial public supérieure à zéro vérifie que les dépenses publiques en capial son bien producives (MPG es compris enre 0,225 e 0,677 selon la méhode d esimaion reenue). La conribuion posiive e saisiquemen significaive du capial public apparaî clairemen avec la valeur obenue de la producivié marginale du capial privé (MPK = 0,61). Ces résulas son rès proches de ceux de Herrera (2001) qui a relevé une élasicié du produi par rappor au capial public correspondan à un peu plus de la moiié de l élasicié du produi par rappor au capial privé. 21

Chapitre 2 L investissement. . Les principales caractéristiques de l investissement

Chapitre 2 L investissement. . Les principales caractéristiques de l investissement Chapire 2 L invesissemen. Les principales caracérisiques de l invesissemen.. Définiion de l invesissemen Définiion générale : ensemble des B&S acheés par les agens économiques au cours d une période donnée

Plus en détail

La rentabilité des investissements

La rentabilité des investissements La renabilié des invesissemens Inroducion Difficulé d évaluer des invesissemens TI : problème de l idenificaion des bénéfices, des coûs (absence de saisiques empiriques) problème des bénéfices Inangibles

Plus en détail

Le mode de fonctionnement des régimes en annuités. Secrétariat général du Conseil d orientation des retraites

Le mode de fonctionnement des régimes en annuités. Secrétariat général du Conseil d orientation des retraites CONSEIL D ORIENTATION DES RETRAITES Séance plénière du 28 janvier 2009 9 h 30 «Les différens modes d acquisiion des drois à la reraie en répariion : descripion e analyse comparaive des echniques uilisées»

Plus en détail

4. Principe de la modélisation des séries temporelles

4. Principe de la modélisation des séries temporelles 4. Principe de la modélisaion des séries emporelles Nous raierons ici, à ire d exemple, la modélisaion des liens enre la polluion amosphérique e les indicaeurs de sané. Mais les méhodes indiquées, comme

Plus en détail

Etude de risque pour un portefeuille d assurance récolte

Etude de risque pour un portefeuille d assurance récolte Eude de risque pour un porefeuille d assurance récole Hervé ODJO GROUPAMA Direcion ACTUARIAT Groupe 2, Bd Malesherbes 75008 Paris Tél : 33 (0 44 56 72 46 herve.odjo@groupama.com Viviane RITZ GROUPAMA Direcion

Plus en détail

Comparaison des composantes de la croissance de la productivité : Belgique, Allemagne, France et Pays-Bas 1996-2007

Comparaison des composantes de la croissance de la productivité : Belgique, Allemagne, France et Pays-Bas 1996-2007 Bureau fédéral du Plan Avenue des Ars 47-49, 1000 Bruxelles hp://www.plan.be WORKING PAPER 18-10 Comparaison des composanes de la croissance de la producivié : Belgique, Allemagne, France e Pays-Bas 1996-2007

Plus en détail

Réponse indicielle et impulsionnelle d un système linéaire

Réponse indicielle et impulsionnelle d un système linéaire PSI Brizeux Ch. E2: Réponse indicielle e impulsionnelle d un sysème linéaire 18 CHAPITRE E2 Réponse indicielle e impulsionnelle d un sysème linéaire Nous connaissons ou l inérê de l éude de la réponse

Plus en détail

Les deux déficits, budgétaire et du compte courant, sont-ils jumeaux? Une étude empirique dans le cas d une petite économie en développement

Les deux déficits, budgétaire et du compte courant, sont-ils jumeaux? Une étude empirique dans le cas d une petite économie en développement Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Une éude empirique dans le cas d une peie économie en développemen (Version préliminaire) Aueur: Wissem AJILI Docorane CREFED Universié Paris

Plus en détail

Une mesure financière de l importance de la prime de risque de change dans la prime de risque boursière*

Une mesure financière de l importance de la prime de risque de change dans la prime de risque boursière* Une mesure financière de l imporance de la prime de risque de change dans la prime de risque boursière* Salem Boubakri Janvier 2009 Résumé Cee éude ese une exension inernaionale du Modèle d Evaluaion des

Plus en détail

Finance 1 Université d Evry Val d Essonne. Séance 2. Philippe PRIAULET

Finance 1 Université d Evry Val d Essonne. Séance 2. Philippe PRIAULET Finance 1 Universié d Evry Val d Essonne éance 2 Philippe PRIAULET Plan du cours Les opions Définiion e Caracérisiques Terminologie, convenion e coaion Les différens payoffs Le levier implicie Exemple

Plus en détail

MATHEMATIQUES FINANCIERES

MATHEMATIQUES FINANCIERES MATHEMATIQUES FINANCIERES LES ANNUITES INTRODUCTION : Exemple 1 : Une personne veu acquérir une maison pour 60000000 DH, pour cela, elle place annuellemen au CIH une de 5000000 DH. Bu : Consiuer un capial

Plus en détail

Centre d Analyse Théorique et de Traitement des données économiques

Centre d Analyse Théorique et de Traitement des données économiques Cenre d Analyse Théorique e de Traiemen des données économiques CATT WP No. 9. January 2011 L IMPACT DU TAUX DE CHANGE SUR LES EXPORTATIONS DE L ALLEMAGNE ET DE LA FRANCE HORS ZONE EURO Serge REY CATT-UPPA

Plus en détail

Règle de Taylor dans le cadre du Ciblage d inflation: Cas de la Nouvelle Zélande

Règle de Taylor dans le cadre du Ciblage d inflation: Cas de la Nouvelle Zélande Règle de Taylor dans le cadre du Ciblage d inflaion: Cas de la Nouvelle Zélande Résumé : La nouvelle Zélande es le pays ayan la plus grande expérience en poliique du ciblage d inflaion. Cee poliique a

Plus en détail

VA(1+r) = C 1. VA = C 1 v 1

VA(1+r) = C 1. VA = C 1 v 1 Universié Libre de Bruxelles Solvay Business School La valeur acuelle André Farber Novembre 2005. Inroducion Supposons d abord que le emps soi limié à une période e que les cash flows fuurs (les flux monéaires)

Plus en détail

L évaluation du prix des actions par les fondamentaux : analyse du marché français

L évaluation du prix des actions par les fondamentaux : analyse du marché français L évaluaion du prix des acions par les fondamenaux : analyse du marché français Dominique epin To cie his version: Dominique epin. L évaluaion du prix des acions par les fondamenaux : analyse du marché

Plus en détail

Impact du vieillissement démographique sur l impôt prélevé sur les retraits des régimes privés de retraite

Impact du vieillissement démographique sur l impôt prélevé sur les retraits des régimes privés de retraite DOCUMENT DE TRAVAIL 2003-12 Impac du vieillissemen démographique sur l impô prélevé sur les rerais des régimes privés de reraie Séphane Girard Direcion de l analyse e du suivi des finances publiques Ce

Plus en détail

Introduction aux produits dérivés

Introduction aux produits dérivés Chapire 1 Inroducion aux produis dérivés de crédi Le risque de crédi signifie les risques financiers liés aux incapaciés d un agen (un pariculier, une enreprise ou un éa souverain) de payer un engagemen

Plus en détail

Présentation groupe de travail

Présentation groupe de travail Présenaion groupe de ravail Sofiane Saadane jeudi 23 mai 2013 Résumé L aricle sur lequel on ravaille [LP09] présene un problème de bandi à deux bras comporan une pénalié. Nous commencerons par présener

Plus en détail

Les circuits électriques en régime transitoire

Les circuits électriques en régime transitoire Les circuis élecriques en régime ransioire 1 Inroducion 1.1 Définiions 1.1.1 égime saionnaire Un régime saionnaire es caracérisé par des grandeurs indépendanes du emps. Un circui en couran coninu es donc

Plus en détail

2. Quelle est la valeur de la prime de l option américaine correspondante? Utilisez pour cela la technique dite de remontée de l arbre.

2. Quelle est la valeur de la prime de l option américaine correspondante? Utilisez pour cela la technique dite de remontée de l arbre. 1 Examen. 1.1 Prime d une opion sur un fuure On considère une opion à 85 jours sur un fuure de nominal 18 francs, e don le prix d exercice es 175 francs. Le aux d inérê (coninu) du marché monéaire es 6%

Plus en détail

L ajustement microéconomique des prix des carburants en France

L ajustement microéconomique des prix des carburants en France L ajusemen microéconomique des prix des carburans en France Erwan GAUTIER (LEMNA-TEPP, Universié de Nanes e Banque de France. Email : erwan.gauier@univ-nanes.fr) Ronan LE SAOUT (CREST e Ecole Polyechnique)

Plus en détail

Relation entre la Volatilité Implicite et la Volatilité Réalisée.

Relation entre la Volatilité Implicite et la Volatilité Réalisée. Relaion enre la Volailié Implicie e la Volailié Réalisée. Le cas des séries avec la coinégraion fracionnaire. Rappor de Recherche Présené par : Mario Vázquez Velasco Direceur de Recherche : Benoî Perron

Plus en détail

Article. «Les effets à long terme des fonds de pension» Pascal Belan, Philippe Michel et Bertrand Wigniolle

Article. «Les effets à long terme des fonds de pension» Pascal Belan, Philippe Michel et Bertrand Wigniolle Aricle «Les effes à long erme des fonds de pension» Pascal Belan, Philippe Michel e Berrand Wigniolle L'Acualié économique, vol 79, n 4, 003, p 457-480 Pour cier ce aricle, uiliser l'informaion suivane

Plus en détail

Romain Burgot & Tchim Silué. Synthèse de l article : Note sur l évaluation de l option de remboursement anticipé

Romain Burgot & Tchim Silué. Synthèse de l article : Note sur l évaluation de l option de remboursement anticipé ENSAE 3 eme année Romain Burgo & Tchim Silué Synhèse de l aricle : Noe sur l évaluaion de l opion de remboursemen anicipé Mémoire de gesion ALM Juin 2006 Résumé Depuis 1979, la loi offre à l empruneur

Plus en détail

Pouvoir de marché et transmission asymétrique des prix sur les marchés de produits vivriers au Bénin

Pouvoir de marché et transmission asymétrique des prix sur les marchés de produits vivriers au Bénin C N R S U N I V E R S I T E D A U V E R G N E F A C U L T E D E S S C I E N C E S E C O N O M I Q U E S E T D E G E S T I O N CENTRE D ETUDES ET DE RECHERCHES SUR LE DEVELOPPEMENT INTER NATIONAL Pouvoir

Plus en détail

TD/TP : Taux d un emprunt (méthode de Newton)

TD/TP : Taux d un emprunt (méthode de Newton) TD/TP : Taux d un emprun (méhode de Newon) 1 On s inéresse à des calculs relaifs à des remboursemens d empruns 1. On noera C 0 la somme emprunée, M la somme remboursée chaque mois (mensualié), le aux mensuel

Plus en détail

COURS GESTION FINANCIERE A COURT TERME SEANCE 3 PLANS DE TRESORERIE. François LONGIN www.longin.fr

COURS GESTION FINANCIERE A COURT TERME SEANCE 3 PLANS DE TRESORERIE. François LONGIN www.longin.fr COURS GESTION FINANCIERE A COURT TERME SEANCE 3 PLANS DE TRESORERIE SEANCE 3 PLANS DE TRESORERIE Obje de la séance 3 : dans la séance 2, nous avons monré commen le besoin de financemen éai couver par des

Plus en détail

THÈSE. Pour l obtention du grade de Docteur de l Université de Paris I Panthéon-Sorbonne Discipline : Sciences Économiques

THÈSE. Pour l obtention du grade de Docteur de l Université de Paris I Panthéon-Sorbonne Discipline : Sciences Économiques Universié de Paris I Panhéon Sorbonne U.F.R. de Sciences Économiques Année 2011 Numéro aribué par la bibliohèque 2 0 1 1 P A 0 1 0 0 5 7 THÈSE Pour l obenion du grade de Doceur de l Universié de Paris

Plus en détail

Oscillations forcées en régime sinusoïdal.

Oscillations forcées en régime sinusoïdal. Conrôle des prérequis : Oscillaions forcées en régime sinusoïdal. - a- Rappeler l expression de la période en foncion de la pulsaion b- Donner l expression de la période propre d un circui RLC série -

Plus en détail

Texte Ruine d une compagnie d assurance

Texte Ruine d une compagnie d assurance Page n 1. Texe Ruine d une compagnie d assurance Une nouvelle compagnie d assurance veu enrer sur le marché. Elle souhaie évaluer sa probabilié de faillie en foncion du capial iniial invesi. On suppose

Plus en détail

par Colin Thirtle et Robert Townsend, Université de Reading et Université de Pretoria

par Colin Thirtle et Robert Townsend, Université de Reading et Université de Pretoria Jour 10 L'esimaion de la réacion dnamique de l'offre par Colin Thirle e Rober Townsend, Universié de Reading e Universié de Preoria Table des maières Inroducion 1. La héorie de base de la producion e de

Plus en détail

F 2 = - T p K 0. ... F T = - T p K 0 - K 0

F 2 = - T p K 0. ... F T = - T p K 0 - K 0 Correcion de l exercice 2 de l assisana pré-quiz final du cours Gesion financière : «chéancier e aux de renabilié inerne d empruns à long erme» Quesion : rappeler la formule donnan les flux à chaque échéance

Plus en détail

Le développement de l assurance des catastrophes naturelles: facteur de développement économique

Le développement de l assurance des catastrophes naturelles: facteur de développement économique ARTICLES ARTICLES PROFESSIONNELS ACADÉMIQUES PROFESSIONAL ACADEMIC ARTICLES ARTICLES Assurances e gesion des risques, vol. 79(1-2), avril-juille 2011, 1-30 Insurance and Risk Managemen, vol. 79(1-2), April-July

Plus en détail

MODELES DE LA COURBE DES TAUX D INTERET. UNIVERSITE d EVRY Séance 4. Philippe PRIAULET

MODELES DE LA COURBE DES TAUX D INTERET. UNIVERSITE d EVRY Séance 4. Philippe PRIAULET MODELES DE LA COURBE DES AUX D INERE UNIVERSIE d EVRY Séance 4 Philippe PRIAULE Plan de la Séance Les modèles sochasiques de déformaion de la courbe des aux: Approche déaillée Le modèle de Black: référence

Plus en détail

Sélection de portefeuilles et prédictibilité des rendements via la durée de l avantage concurrentiel 1

Sélection de portefeuilles et prédictibilité des rendements via la durée de l avantage concurrentiel 1 ASAC 008 Halifax, Nouvelle-Écosse Jacques Sain-Pierre (Professeur Tiulaire) Chawki Mouelhi (Éudian au Ph.D.) Faculé des sciences de l adminisraion Universié Laval Sélecion de porefeuilles e prédicibilié

Plus en détail

CHELEM Commerce International

CHELEM Commerce International CHELEM Commerce Inernaional Méhodes de consrucion de la base de données du CEPII Alix de SAINT VAULRY Novembre 2013 1 Conenu de la base de données Flux croisés de commerce inernaional (exporaeur, imporaeur,

Plus en détail

Evaluation des Options avec Prime de Risque Variable

Evaluation des Options avec Prime de Risque Variable Evaluaion des Opions avec Prime de Risque Variable Lahouel NOUREDDINE Correspondance : LEGI-Ecole Polyechnique de Tunisie, BP : 743,078 La Marsa, Tunisie, Insiu Supérieur de Finance e de Fiscalié de Sousse.

Plus en détail

Caractéristiques des signaux électriques

Caractéristiques des signaux électriques Sie Inerne : www.gecif.ne Discipline : Génie Elecrique Caracérisiques des signaux élecriques Sommaire I Définiion d un signal analogique page 1 II Caracérisiques d un signal analogique page 2 II 1 Forme

Plus en détail

3 POLITIQUE D'ÉPARGNE

3 POLITIQUE D'ÉPARGNE 3 POLITIQUE D'ÉPARGNE 3. L épargne exogène e l'inefficience dynamique 3. Le modèle de Ramsey 3.3 L épargne opimale dans le modèle AK L'épargne des sociéés dépend largemen des goûs des agens, de faceurs

Plus en détail

Exemples de résolutions d équations différentielles

Exemples de résolutions d équations différentielles Exemples de résoluions d équaions différenielles Table des maières 1 Définiions 1 Sans second membre 1.1 Exemple.................................................. 1 3 Avec second membre 3.1 Exemple..................................................

Plus en détail

Taux de change et Inflation: une analyse en modèle VAR du canal du taux de change : Cas de la Tunisie

Taux de change et Inflation: une analyse en modèle VAR du canal du taux de change : Cas de la Tunisie Taux de change e Inflaion: une analyse en modèle VAR du canal du aux de change : Cas de la Tunisie Samia Jebali 1 Tahar Moulahi** Mohamed Slim Mouha*** Résumé La Tunisie connais depuis cinq ans une dépréciaion

Plus en détail

CHAPITRE 4 RÉPONSES AUX CHOCS D INFLATION : LES PAYS DU G7 DIFFÈRENT-ILS LES UNS DES AUTRES?

CHAPITRE 4 RÉPONSES AUX CHOCS D INFLATION : LES PAYS DU G7 DIFFÈRENT-ILS LES UNS DES AUTRES? CHAPITRE RÉPONSES AUX CHOCS D INFLATION : LES PAYS DU G7 DIFFÈRENT-ILS LES UNS DES AUTRES? Les réponses de la poliique monéaire aux chocs d inflaion mondiaux on varié d un pays à l aure Le degré d exposiion

Plus en détail

2009-01 EFFICIENCE INFORMATIONNELLE DES 1948-2008 UNE VERIFICATION ECONOMETRIQUE MARCHES DE L OR A PARIS ET A LONDRES, DE LA FORME FAIBLE

2009-01 EFFICIENCE INFORMATIONNELLE DES 1948-2008 UNE VERIFICATION ECONOMETRIQUE MARCHES DE L OR A PARIS ET A LONDRES, DE LA FORME FAIBLE 009-01 EFFICIENCE INFORMATIONNELLE DES MARCHES DE L OR A PARIS ET A LONDRES, 1948-008 UNE VERIFICATION ECONOMETRIQUE DE LA FORME FAIBLE Thi Hong Van HOANG Efficience informaionnelle des marchés de l or

Plus en détail

No 1996 13 Décembre. La coordination interne et externe des politiques économiques : une analyse dynamique. Fabrice Capoën Pierre Villa

No 1996 13 Décembre. La coordination interne et externe des politiques économiques : une analyse dynamique. Fabrice Capoën Pierre Villa No 996 3 Décembre La coordinaion inerne e exerne des poliiques économiques : une analyse dynamique Fabrice Capoën Pierre Villa CEPII, documen de ravail n 96-3 SOMMAIRE Résumé...5 Summary...7. La problémaique...9

Plus en détail

Sommaire de la séquence 12

Sommaire de la séquence 12 Sommaire de la séquence 12 Séance 1........................................................................................................ Je prends un bon dépar.......................................................................................

Plus en détail

GESTION DU RÉSULTAT : MESURE ET DÉMESURE 1 2 ème version révisée, août 2003

GESTION DU RÉSULTAT : MESURE ET DÉMESURE 1 2 ème version révisée, août 2003 GESTION DU RÉSULTAT : MESURE ET DÉMESURE 1 2 ème version révisée, aoû 2003 Thomas JEANJEAN 2 Cahier de recherche du CEREG n 2003-13 Résumé : Depuis une vingaine d années, la noion d accruals discréionnaires

Plus en détail

CAHIER 13-2000 ANALYSE DES CHOCS D'OFFRE ET DE DEMANDE DANS LA ZONE CFA : UNE MÉTHODE STRUCTURELLE D'AUTORÉGRESSION VECTORIELLE

CAHIER 13-2000 ANALYSE DES CHOCS D'OFFRE ET DE DEMANDE DANS LA ZONE CFA : UNE MÉTHODE STRUCTURELLE D'AUTORÉGRESSION VECTORIELLE CAHIER 13- ANALYSE DES CHOCS D'OFFRE ET DE DEMANDE DANS LA ZONE CFA : UNE MÉTHODE STRUCTURELLE D'AUTORÉGRESSION VECTORIELLE Jean-Michel BOSCO N'GOMA CAHIER 13- ANALYSE DES CHOCS D'OFFRE ET DE DEMANDE DANS

Plus en détail

Document de travail FRANCE ET ALLEMAGNE : UNE HISTOIRE DU DÉSAJUSTEMENT EUROPEEN. Mathilde Le Moigne OFCE et ENS ULM

Document de travail FRANCE ET ALLEMAGNE : UNE HISTOIRE DU DÉSAJUSTEMENT EUROPEEN. Mathilde Le Moigne OFCE et ENS ULM Documen de ravail 2015 17 FRANCE ET ALLEMAGNE : UNE HISTOIRE DU DÉSAJUSTEMENT EUROPEEN Mahilde Le Moigne OFCE e ENS ULM Xavier Rago Présiden OFCE e chercheur CNRS Juin 2015 France e Allemagne : Une hisoire

Plus en détail

Documents de Travail du Centre d Economie de la Sorbonne

Documents de Travail du Centre d Economie de la Sorbonne Documens de Travail du Cenre d Economie de la Sorbonne D un muliple condiionnel en assurance de porefeuille : CAViaR pour les gesionnaires? Benjamin HAMIDI, Emmanuel JURCZENKO, Berrand MAILLET 2009.33

Plus en détail

Interdépendance des marchés d actions : analyse de la relation entre les indices boursiers américain et européens

Interdépendance des marchés d actions : analyse de la relation entre les indices boursiers américain et européens Inerdépendance des marchés d acions : analyse de la relaion enre les indices boursiers américain e européens SANVI AVOUYI-DOVI, DAVID NETO Direcion générale des Éudes e des Relaions inernaionales Direcion

Plus en détail

GUIDE DES INDICES BOURSIERS

GUIDE DES INDICES BOURSIERS GUIDE DES INDICES BOURSIERS SOMMAIRE LA GAMME D INDICES.2 LA GESTION DES INDICES : LE COMITE DES INDICES BOURSIERS.4 METHODOLOGIE ET CALCUL DE L INDICE TUNINDEX ET DES INDICES SECTORIELS..5 I. COMPOSITION

Plus en détail

Copules et dépendances : application pratique à la détermination du besoin en fonds propres d un assureur non vie

Copules et dépendances : application pratique à la détermination du besoin en fonds propres d un assureur non vie Copules e dépendances : applicaion praique à la déerminaion du besoin en fonds propres d un assureur non vie David Cadoux Insiu des Acuaires (IA) GE Insurance Soluions 07 rue Sain-Lazare, 75009 Paris FRANCE

Plus en détail

Annuités. I Définition : II Capitalisation : ( Valeur acquise par une suite d annuités constantes ) V n = a t

Annuités. I Définition : II Capitalisation : ( Valeur acquise par une suite d annuités constantes ) V n = a t Annuiés I Définiion : On appelle annuiés des sommes payables à inervalles de emps déerminés e fixes. Les annuiés peuven servir à : - consiuer un capial ( annuiés de placemen ) - rembourser une dee ( annuiés

Plus en détail

Ecole des HEC Université de Lausanne FINANCE EMPIRIQUE. Eric Jondeau

Ecole des HEC Université de Lausanne FINANCE EMPIRIQUE. Eric Jondeau Ecole des HEC Universié de Lausanne FINANCE EMPIRIQUE Eric Jondeau FINANCE EMPIRIQUE La prévisibilié des rendemens Eric Jondeau L hypohèse d efficience des marchés Moivaion L idée de base de l hypohèse

Plus en détail

SURVOL DE LA LITTÉRATURE SUR LES MODÈLES DE TAUX DE CHANGE D ÉQUILIBRE: ASPECTS THÉORIQUES ET DISCUSSIONS COMPARATIVES

SURVOL DE LA LITTÉRATURE SUR LES MODÈLES DE TAUX DE CHANGE D ÉQUILIBRE: ASPECTS THÉORIQUES ET DISCUSSIONS COMPARATIVES Ankara Üniversiesi SBF Dergisi, Cil 66, No. 4, 2011, s. 125-152 SURVOL DE LA LITTÉRATURE SUR LES MODÈLES DE TAUX DE CHANGE D ÉQUILIBRE: ASPECTS THÉORIQUES ET DISCUSSIONS COMPARATIVES Dr. Akın Usupbeyli

Plus en détail

LES MODÈLES DE TAUX DE CHANGE

LES MODÈLES DE TAUX DE CHANGE LES MODÈLES DE TAUX DE CHANGE Équilibre de long erme, dynamique e hysérèse Anoine Bouvere Docoran à l OFCE Henri Serdyniak Direceur du Déparemen économie de la mondialisaion de l OFCE Professeur associé

Plus en détail

Thème : Electricité Fiche 5 : Dipôle RC et dipôle RL

Thème : Electricité Fiche 5 : Dipôle RC et dipôle RL Fiche ors Thème : Elecricié Fiche 5 : Dipôle e dipôle Plan de la fiche Définiions ègles 3 Méhodologie I - Définiions oran élecriqe : déplacemen de charges élecriqes q a mesre d débi de charges donne l

Plus en détail

Essai surlefficience informationnelle du march boursier marocain

Essai surlefficience informationnelle du march boursier marocain Global Journal of Managemen and Business Research : c Finance Volume 14 Issue 1 Version 1.0 Year 2014 Type: Double Blind Peer Reviewed Inernaional Research Journal Publisher: Global Journals Inc. (USA)

Plus en détail

Politiques économiques, dynamique et équilibre de long terme du taux de change

Politiques économiques, dynamique et équilibre de long terme du taux de change Insiu d'éudes Poliiques de Paris ECOLE DOCTORALE DE SCIENCES PO Programme docoral Gouvernance Économique Observaoire Français des Conjoncures Économiques (OFCE) Docora de sciences économiques Poliiques

Plus en détail

Le mécanisme du multiplicateur (dit "multiplicateur keynésien") revisité

Le mécanisme du multiplicateur (dit multiplicateur keynésien) revisité Le mécanisme du muliplicaeur (di "muliplicaeur kenésien") revisié Gabriel Galand (Ocobre 202) Résumé Le muliplicaeur kenésien remone à Kenes lui-même mais il es encore uilisé de nos jours, au moins par

Plus en détail

Risque associé au contrat d assurance-vie pour la compagnie d assurance. par Christophe BERTHELOT, Mireille BOSSY et Nathalie PISTRE

Risque associé au contrat d assurance-vie pour la compagnie d assurance. par Christophe BERTHELOT, Mireille BOSSY et Nathalie PISTRE Ce aricle es disponible en ligne à l adresse : hp://www.cairn.info/aricle.php?id_revue=ecop&id_numpublie=ecop_149&id_article=ecop_149_0073 Risque associé au conra d assurance-vie pour la compagnie d assurance

Plus en détail

Estimation d une fonction de demande de monnaie pour la zone euro : une synthèse des résultats

Estimation d une fonction de demande de monnaie pour la zone euro : une synthèse des résultats Esimaion d une foncion de demande de monnaie pour la zone euro : une synhèse des résulas Ce aricle propose une synhèse des résulas des esimaions d une foncion de demande de monnaie de la zone euro dans

Plus en détail

Pour 2014, le rythme de la reprise économique qui semble s annoncer,

Pour 2014, le rythme de la reprise économique qui semble s annoncer, En France, l invesissemen des enreprises reparira--il en 2014? Jean-François Eudeline Yaëlle Gorin Gabriel Sklénard Adrien Zakharchouk Déparemen de la conjoncure Pour 2014, le ryhme de la reprise économique

Plus en détail

Impact budgétaire de l immigration en France : une étude de comptabilité générationnelle

Impact budgétaire de l immigration en France : une étude de comptabilité générationnelle Impac budgéaire de l immigraion en France : une éude de compabilié généraionnelle Xavier Chojnicki Equippe (Universié de Lille 2) e Cepii L'objecif es ici d'éudier, en comparan les effes découlan d un

Plus en détail

L impact de l activisme des fonds de pension américains : l exemple du Conseil des Investisseurs Institutionnels.

L impact de l activisme des fonds de pension américains : l exemple du Conseil des Investisseurs Institutionnels. L impac de l acivisme des fonds de pension américains : l exemple du Conseil des Invesisseurs Insiuionnels. Fabrice HERVE * Docoran * Je iens à remercier ou pariculièremen Anne Lavigne e Consanin Mellios

Plus en détail

Charlemagne Babatoundé IGUE *

Charlemagne Babatoundé IGUE * Aide Publique au Développemen, Dépenses Sociales e Croissance Pro-pauvre au Bénin Charlemagne Babaoundé IGUE * FASEG / Universié d Abomey-Calavi (BENIN). 01 BP 6365, Coonou. E-mail : charlyigue@yahoo.fr

Plus en détail

Estimation des matrices de trafics

Estimation des matrices de trafics Cédric Foruny 1/5 Esimaion des marices de rafics Cedric FORTUNY Direceur(s) de hèse : Jean Marie GARCIA e Olivier BRUN Laboraoire d accueil : LAAS & QoSDesign 7, av du Colonel Roche 31077 TOULOUSE Cedex

Plus en détail

Méthodes financières et allocation d actifs en assurance

Méthodes financières et allocation d actifs en assurance Méhodes financières e allocaion d acifs en assurance - Norber GAURON (JWA Acuaires, Paris) - Frédéric PLANCHE (Universié Lyon, Laboraoire SAF) - Pierre HEROND (JWA Acuaires, Lyon) 2005. (WP 2025) Laboraoire

Plus en détail

Gestion des risques dans les chaînes logistiques : planification sous incertitude par la théorie des possibilités

Gestion des risques dans les chaînes logistiques : planification sous incertitude par la théorie des possibilités Gesion des risques dans les chaînes logisiques : planificaion sous inceriude par la héorie des possibiliés Romain Guillaume To cie his version: Romain Guillaume. Gesion des risques dans les chaînes logisiques

Plus en détail

UNIVERSITÉ D ORLÉANS. THÈSE présentée par :

UNIVERSITÉ D ORLÉANS. THÈSE présentée par : UNIVERSITÉ D ORLÉANS ÉCOLE DOCTORALE SCIENCES DE L HOMME ET DE LA SOCIETÉ LABORATOIRE D ECONOMIE D ORLEANS THÈSE présenée par : Issiaka SOMBIÉ souenue le : 5 décembre 2013 à 14h00 pour obenir le grade

Plus en détail

Crise Financière, Politique de Déflation, Politique D anticipations et Ciblage des Taux Longs au japon

Crise Financière, Politique de Déflation, Politique D anticipations et Ciblage des Taux Longs au japon Crise Financière, Poliique de Déflaion, Poliique D anicipaions e Ciblage des Taux Longs au japon SOUMARE Ibrahima Universié de Rouen Haue Normandie (France) Laboraoire CARE (Cenre d Analyse e de Recherche

Plus en détail

Séquence 2. Pourcentages. Sommaire

Séquence 2. Pourcentages. Sommaire Séquence 2 Pourcenages Sommaire Pré-requis Évoluions e pourcenages Évoluions successives, évoluion réciproque Complémen sur calcularices e ableur Synhèse du cours Exercices d approfondissemen 1 1 Pré-requis

Plus en détail

N d ordre Année 2008 THESE. présentée. devant l UNIVERSITE CLAUDE BERNARD - LYON 1. pour l obtention. du DIPLOME DE DOCTORAT. (arrêté du 7 août 2006)

N d ordre Année 2008 THESE. présentée. devant l UNIVERSITE CLAUDE BERNARD - LYON 1. pour l obtention. du DIPLOME DE DOCTORAT. (arrêté du 7 août 2006) N d ordre Année 28 HESE présenée devan l UNIVERSIE CLAUDE BERNARD - LYON pour l obenion du DILOME DE DOCORA (arrêé du 7 aoû 26) présenée e souenue publiquemen le par M. Mohamed HOUKARI IRE : Mesure du

Plus en détail

UN MODÈLE D ÉVALUATION DES COÛTS AGRÉGÉS LIÉS AUX ASSURANCES POUR LES PROFESSIONNELS DE LA SANTÉ

UN MODÈLE D ÉVALUATION DES COÛTS AGRÉGÉS LIÉS AUX ASSURANCES POUR LES PROFESSIONNELS DE LA SANTÉ UN MODÈLE D ÉVALUATION DES COÛTS AGRÉGÉS LIÉS AUX ASSURANCES POUR LES PROFESSIONNELS DE LA SANTÉ Mémoire Emmanuel Hamel Maîrise en acuaria Maîres ès sciences (M.Sc.) Québec, Canada Emmanuel Hamel, 03 Résumé

Plus en détail

Efficience et Productivité des Banques Commerciales Marocaines: Approche non Paramétrique. Touhami Abdelkhalek and Sanae Solhi

Efficience et Productivité des Banques Commerciales Marocaines: Approche non Paramétrique. Touhami Abdelkhalek and Sanae Solhi Efficience e Producivié des Banques Commerciales Marocaines: Approche non Paramérique Touhami Abdelkhalek and Sanae Solhi ERF 5TH CONFERENCE 23-25h November 2008 Efficience e producivié des banques commerciales

Plus en détail

Pricing des produits dérivés de crédit dans un modèle

Pricing des produits dérivés de crédit dans un modèle Pricing des produis dérivés de crédi dans un modèle à inensié Nordine Bennani & Cyril Sabbagh Table des maières 1 Présenaion générale des dérivés de crédi 3 1.1 Inroducion...................................

Plus en détail

TRANSMISSION DE LA POLITIQUE MONETAIRE AU SECTEUR REEL AU SENEGAL

TRANSMISSION DE LA POLITIQUE MONETAIRE AU SECTEUR REEL AU SENEGAL REPUBLIQUE DU SENEGAL ------------------ MINISTERE DE L ECONOMIE ET DES FINANCES ------------------ AGENCE NATIONALE DE LA STATISTIQUE ET DE LA DEMOGRAPHIE Direcion des Saisiques Economiques e de la Compabilié

Plus en détail

Files d attente (1) F. Sur - ENSMN. Introduction. 1 Introduction. Vocabulaire Caractéristiques Notations de Kendall Loi de Little.

Files d attente (1) F. Sur - ENSMN. Introduction. 1 Introduction. Vocabulaire Caractéristiques Notations de Kendall Loi de Little. Cours de Tronc Commun Scienifique Recherche Opéraionnelle Les files d aene () Les files d aene () Frédéric Sur École des Mines de Nancy www.loria.fr/ sur/enseignemen/ro/ 5 /8 /8 Exemples de files d aene

Plus en détail

Documentation Technique de Référence Chapitre 8 Trames types Article 8.14-1

Documentation Technique de Référence Chapitre 8 Trames types Article 8.14-1 Documenaion Technique de Référence Chapire 8 Trames ypes Aricle 8.14-1 Trame de Rappor de conrôle de conformié des performances d une insallaion de producion Documen valide pour la période du 18 novembre

Plus en détail

Les Comptes Nationaux Trimestriels

Les Comptes Nationaux Trimestriels REPUBLIQUE DU CAMEROUN Paix - Travail Parie ---------- INSTITUT NATIONAL DE LA STATISTIQUE ---------- REPUBLIC OF CAMEROON Peace - Work Faherland ---------- NATIONAL INSTITUTE OF STATISTICS ----------

Plus en détail

COMMANDE D UNE PORTE DE GARAGE COLLECTIF

COMMANDE D UNE PORTE DE GARAGE COLLECTIF COMMANDE D UNE PORTE DE GARAGE COLLECTIF Les quesions raiées devron êre soigneusemen numéroées e le documen-réponse fourni devra êre compléé selon les indicaions de l énoncé. Il es vivemen conseillé de

Plus en détail

TP Mesures de la vitesse du son

TP Mesures de la vitesse du son TP Mesures de la viesse du son Bu du TP. Lors de cee séance de ravaux praiques, l éudian es amené à mesurer la viesse de propagaion du son dans l air e dans l eau. 1 Inroducion Qu es-ce qu un son? Un son

Plus en détail

CHAPITRE I : Cinématique du point matériel

CHAPITRE I : Cinématique du point matériel I. 1 CHAPITRE I : Cinémaique du poin maériel I.1 : Inroducion La plupar des objes éudiés par les physiciens son en mouvemen : depuis les paricules élémenaires elles que les élecrons, les proons e les neurons

Plus en détail

EVALUATION DE LA FPL PAR LES APPRENANTS: CAS DU MASTER IDS

EVALUATION DE LA FPL PAR LES APPRENANTS: CAS DU MASTER IDS EVALUATION DE LA FPL PAR LES APPRENANTS: CAS DU MASTER IDS CEDRIC TAPSOBA Diplômé IDS Inern/ CARE Regional Program Coordinaor and Gender Specialiy Service from USAID zzz WA-WASH Program Tel: 70 77 73 03/

Plus en détail

TD 20-21 : Modèles de marchés - Mouvement brownien

TD 20-21 : Modèles de marchés - Mouvement brownien Universié Paris VI Maser : Modèles sochasiques, applicaions à la finance (MM065) TD 20-2 : Modèles de marchés - Mouvemen brownien. Taux de change. Soi (Ω, P(Ω), P) un espace probabilisé fini non redondan

Plus en détail

Exercices de baccalauréat série S sur la loi exponentielle

Exercices de baccalauréat série S sur la loi exponentielle Eercices de baccalauréa série S sur la loi eponenielle (page de l énoncé/page du corrigé) La compagnie d'auocars (Bac série S, cenres érangers, 23) (2/) Durée de vie d'un composan élecronique (Bac série

Plus en détail

L impact des contraintes financières. dans la décision d investissement

L impact des contraintes financières. dans la décision d investissement INSTITUT NATIONAL DE LA STATISTIQUE ET DES ÉTUDES ÉCONOMIQUES Série des documens de ravail de la Direcion des Eudes e Synhèses Économiques G 9907 L impac des conraines financières dans la décision d invesissemen

Plus en détail

AFFAIRES DANS LES PAYS DE LA CEMAC. Pamphile MEZUI-MBENG. Docteur. Département d Economie - Université Omar Bongo (Gabon) Université de Lorraine

AFFAIRES DANS LES PAYS DE LA CEMAC. Pamphile MEZUI-MBENG. Docteur. Département d Economie - Université Omar Bongo (Gabon) Université de Lorraine CYCLE DU CREDIT ET CYCLE DES AFFAIRES DANS LES PAYS DE LA CEMAC Pamphile MEZUI-MBENG Doceur Déparemen d Economie - Universié Omar Bongo (Gabon) Universié de Lorraine CEREFIGE Cahier de Recherche n 2012-02

Plus en détail

THESE. Présentée. pour obtenir LE TITRE DE DOCTEUR DE L INSTITUT NATIONAL POLYTECHNIQUE DE TOULOUSE

THESE. Présentée. pour obtenir LE TITRE DE DOCTEUR DE L INSTITUT NATIONAL POLYTECHNIQUE DE TOULOUSE N d ordre : 2468 THESE Présenée pour obenir LE TITRE DE DOCTEUR DE L INSTITUT NATIONAL POLYTECHNIQUE DE TOULOUSE ÉCOLE DOCTORALE : EDSYS Spécialié : Sysèmes indusriels Par : François GALASSO Tire de la

Plus en détail

SCIENCES DE L'INGÉNIEUR TP N 3 page 1 / 8 GÉNIE ÉLECTRIQUE TERMINALE Durée : 2h OUVRE PORTAIL FAAC : SERRURE CODÉE

SCIENCES DE L'INGÉNIEUR TP N 3 page 1 / 8 GÉNIE ÉLECTRIQUE TERMINALE Durée : 2h OUVRE PORTAIL FAAC : SERRURE CODÉE CIENCE DE L'INGÉNIEU TP N 3 page 1 / 8 GÉNIE ÉLECTIQUE TEMINALE Durée : 2h OUVE POTAIL FAAC : EUE CODÉE Cenres d'inérê abordés : Thémaiques : CI11 ysèmes logiques e numériques I6 Les sysèmes logiques combinaoires

Plus en détail

Les solutions solides et les diagrammes d équilibre binaires. sssp1. sssp1 ssss1 ssss2 ssss3 sssp2

Les solutions solides et les diagrammes d équilibre binaires. sssp1. sssp1 ssss1 ssss2 ssss3 sssp2 Les soluions solides e les diagrammes d équilibre binaires 1. Les soluions solides a. Descripion On peu mélanger des liquides par exemple l eau e l alcool en oue proporion, on peu solubiliser un solide

Plus en détail

CONTRIBUTION A L ANALYSE DE LA GESTION DU RESULTAT DES SOCIETES COTEES

CONTRIBUTION A L ANALYSE DE LA GESTION DU RESULTAT DES SOCIETES COTEES CONTRIBUTION A L ANALYSE DE LA GESTION DU RESULTAT DES SOCIETES COTEES Thomas Jeanjean To cie his version: Thomas Jeanjean. CONTRIBUTION A L ANALYSE DE LA GESTION DU RESULTAT DES SOCIETES COTEES. 22ÈME

Plus en détail

Formation Manager ses équipes : Comprendre et exercer son rôle de cadre (Ref : 3442) Communication, objectifs, compétences managériales, coordination

Formation Manager ses équipes : Comprendre et exercer son rôle de cadre (Ref : 3442) Communication, objectifs, compétences managériales, coordination Formaion Manager ses équipes : Comprendre e exercer son rôle de cadre (Ref : 3442) OBJECTIFS LES PLUS DE LA FORMATION Idenifier ses compéences managériales de cadre de la foncion publique Déerminer les

Plus en détail

CHAPITRE 13. EXERCICES 13.2 1.a) 20,32 ± 0,055 b) 97,75 ± 0,4535 c) 1953,125 ± 23,4375. 2.±0,36π cm 3

CHAPITRE 13. EXERCICES 13.2 1.a) 20,32 ± 0,055 b) 97,75 ± 0,4535 c) 1953,125 ± 23,4375. 2.±0,36π cm 3 Chapire Eercices de snhèse 6 CHAPITRE EXERCICES..a), ±,55 b) 97,75 ±,455 c) 95,5 ±,475.±,6π cm.a) 44,, erreur absolue de,5 e erreur relaive de, % b) 5,56, erreur absolue de,5 e erreur relaive de,9 % 4.a)

Plus en détail

Commerce électronique et dynamique des prix : une application à la vente en ligne de CD

Commerce électronique et dynamique des prix : une application à la vente en ligne de CD Commerce élecronique e dynamique des prix : une applicaion à la vene en ligne de CD Sophie Larribeau (CREREG, THEMA, Rennes 1) e Thierry PENARD (CREREG, Rennes 1) Mai 2001 Résumé : En France, le commerce

Plus en détail

Rappels théoriques. -TP- Modulations digitales ASK - FSK. Première partie 1 INTRODUCTION

Rappels théoriques. -TP- Modulations digitales ASK - FSK. Première partie 1 INTRODUCTION 2 IUT Blois Déparemen GTR J.M. Giraul, O. Bou Maar, D. Ceron M. Richard, P. Sevesre e M. Leberre. -TP- Modulaions digiales ASK - FSK IUT Blois Déparemen du Génie des Télécommunicaions e des Réseaux. Le

Plus en détail

Le modèle de Black Scholes

Le modèle de Black Scholes Le modèle de Black Scholes Philippe Briand, Mars 3 1. Présenaion du modèle Les mahémaiciens on depuis longemps essayé de résoudre les quesions soulevées par le monde de la finance. Une des caracérisiques

Plus en détail

Ned s Expat L assurance des Néerlandais en France

Ned s Expat L assurance des Néerlandais en France [ LA MOBILITÉ ] PARTICULIERS Ned s Expa L assurance des Néerlandais en France 2015 Découvrez en vidéo pourquoi les expariés en France choisissen APRIL Inernaional pour leur assurance sané : Suivez-nous

Plus en détail

Théorie de la politique monétaire : Esquisses d'une refondation. Jean-Paul Pollin*

Théorie de la politique monétaire : Esquisses d'une refondation. Jean-Paul Pollin* Théorie de la poliique monéaire : Esquisses d'une refondaion Jean-Paul Pollin* Résumé : Nous nous proposons de rendre compe du renouvellemen de la héorie de la poliique monéaire impulsé par les ravaux

Plus en détail

Filtrage optimal. par Mohamed NAJIM Professeur à l École nationale supérieure d électronique et de radioélectricité de Bordeaux (ENSERB)

Filtrage optimal. par Mohamed NAJIM Professeur à l École nationale supérieure d électronique et de radioélectricité de Bordeaux (ENSERB) Filrage opimal par Mohamed NAJIM Professeur à l École naionale supérieure d élecronique e de radioélecricié de Bordeaux (ENSERB) Filre adapé Définiions Filre adapé dans le cas de brui blanc 3 3 Cas d un

Plus en détail