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

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1 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 Acifs Financiers (MEDAF) reposan sur la coexisence des deux sources de risque : Celle qui es en rappor avec le porefeuille du marché e celle qui es exigée suie aux anicipaions de variaions des aux de change. Au ravers d une applicaion aux marchés boursiers de divers pays développés e émergens, nous monrons que la prime de risque de change dans le Modèle d Évaluaion Des Acifs Financiers Inernaional (MEDAFI), es saisiquemen e économiquemen significaive e conribue à la formaion de la prime de risque oale en uilisan l approche condiionnelle de la variaion des aux de change. Absrac This sudy ess an inernaional exension of he Asse Pricing Models (CAPM) resing on he coexisence beween he boh risks causes: The firs cause regarding he asses marke and he second which is required furher o anicipaions of he variaion of exchange raes. Through an applicaion o various developed and emerging counries, we show ha he premium of exchange risk in he ICAPM is saisically and economically significan and conribue o formaion of he oal premium of risk by using he condiional approach of he variaions of exchange raes. JEL Classificaion: C 32, F31, G11 Keywords: Exchange risk premium, Purchasing Power Pariy, condiional Inernaional Capial Asse Pricing Model (ICAPM), mulivariae GARCH, * Je iens à remercier Mme Valérie Mignon pour ses remarques e ses précieux conseils qui m on oriené ou au long de ce ravail. Salem Boubakri, EconomiX, Universié Paris X-Nanerre, 200 avenue de la République, Nanerre Cedex, France, 1

2 1 INTRODUCTION Le Modèle d Evaluaion des Acifs Financiers d Adler e Dumas (1983), inègre le prix du risque de aux de change en plus du prix de risque du porefeuille de marché financier. A l origine, seul le risque du porefeuille de marché es pris en compe dans le MEDAF de Sharpe (1964) e Linner (1965). Touefois, les hypohèses de base de ce modèle son remises en cause parce qu elles ne son pas vérifiées réellemen noammen, la Parié de Pouvoir d Acha (PPA) qui n es généralemen pas vérifiée 1. En réalié, cerains invesisseurs inernaionaux peuven avoir accès à des biens à un prix moins cher que les aures puisque la loi du prix unique n es pas respecée. Ce problème a éé inégré dans la nouvelle généraion du MEDAF 2 à ravers l hypohèse de déviaion de PPA. Dans un el conexe, le modèle conien une prime de risque de change mesurée par la covariance enre les variaions de aux de change réel e les rendemens des acifs, en plus de la prime de risque classique mesurée par la covariance enre les renabiliés des acifs de porefeuille de marché. Des nombreux ravaux anérieurs on esé la significaivié de la prime de risque de aux de change, mais les résulas obenus son rès héérogènes. Un premier groupe de ravaux s inéresse aux marchés développés els que, Solnik (1995), De Sanis e Gérard (1998), Carrieri (2001), De Sanis e al (2003), Capiello e al (2003). Ils on esé le modèle sous l hypohèse d inégraion financière parfaie des marchés e ils on monré que la prime de risque de change es significaive e conribue considérablemen à la formaion de la prime de risque boursière. Un deuxième groupe d aueurs (Bekaer e Harvey (1995), Tai (2004)) on esé le MEDAF sous sa version inernaionale dans le cadre des marchés sous développés. Deux ypes d hypohèses on éé reenues dans ces éudes. Tou d abord, le modèle es esé sous l hypohèse d inégraion parfaie des marchés financiers ensuie, sous l hypohèse de segmenaion parielle. Les conclusions son différenes d une éude à une aure. Pour quelques marchés la prime de risque de change es significaivemen différene de zéro mais, les résulas de ces éudes doiven êre considérés avec précauion. Enfin, dans un dernier groupe de ravaux (Giovanni and Jorion (1989), Jorian (1989)), en faisan appel à une approche mulivariée pour eser la nouvelle version du MEDAF, le risque de change es avéré non rémunéré sur le marché inernaional. Les méhodologies uilisées pour eser le MEDAFI son différenes d une éude à une aure e elles évoluen au cours du emps pour dépasser ceraines limies e donner des résulas plus robuses. Dumas e Solnik (1995) on uilisé la méhode des momens généralisés (MMG) proposé par Harvey (1991). Touefois, cee méhode ne perme pas de répondre aux aenes des invesisseurs concernan la variaion du 1 La héorie de PPA a éé inroduie par Cassel (1918) en an que héorie de la déerminaion du aux de change. Touefois, cee héorie es foremen criiquée car n es pas réellemen vérifiée. Selon Samuelson (1964), la parié de pouvoir d acha es une héorie rompeuse e préenieuse, elle nous prome une chose bien rare en économie. 2 Selon Dumas e Solnik (1995), on appelle le MEDAF «inernaional», le modèle comporan le erme addiionnel lié au risque de aux de change, cependan, le MEDAF «classique» ne conenan que le risque de marché basé sur la covariance enre les renabiliés des acifs de porefeuille de marché. 2

3 risque de change au cours du emps e son imporance par rappor à la prime de risque boursière. L approche GARCH mulivariée uilisée par De Sanis e Gérard (1998) a permis de dépasser les problèmes soulevés anérieuremen en permean aux invesisseurs inernaionaux d éudier la dynamique des différens faceurs de risque e de les quanifier par rappor au risque oal sur le marché des acions. A l insar des ravaux signalés précédemmen, nous faisons appel à la modélisaion GARCH Mulivariée, nous supposons que la PPA es non vérifiée e que les aux d inflaion son volails, mais nore éude se disingue par deux poins imporans. D abord, on a reenu un échanillon des marchés développés e émergens de caracérisiques économiques e financières différenes 3. Ensuie, e le plus imporan, on ien compe de degré d inégraion financière pour eser la significaivié du risque de change. Les résulas de ravaux précédens son rès héérogènes 4, car dans cerains cas le choix des marchés à éudier es non adapé aux hypohèses reenues. Tai (2004) ese la significaivié du risque de change dans le cas des quelques pays émergens asiaiques en supposan que les marchés son parfaiemen inégrés. Touefois, cee hypohèse peu êre non vérifiée réellemen dans le cas de ces marchés souven caracérisés par une segmenaion financière parielle e par un aux d inflaion beaucoup plus volail que le aux de change, conrairemen au cas des pays développés. Le fai de enir compe que de deux risques inernaionaux, celui de porefeuille de marché mondial e celui du aux de change, pourrai abouir à des résulas biaisés. Dans el cas, la significaivié du prix de risque de aux de change pouvai êre due à l hypohèse reenue en supposan que les marchés son parfaiemen inégrés. C'es-à-dire que les faceurs locaux de risque son exclus e ils apparaissen dans ce cas là sous forme d un risque de change. L objecif de cee éude es d obenir des résulas robuses concernan le es de significaivié de la prime de risque de change e son évenuelle conribuion à la formaion de la prime de risque oale, dans les différens marchés développés e émergens. La majorié des éudes anérieures on monré que le risque de change es rémunéré inernaionalemen dans les marchés développés, mais pourquoi les résulas resen rès variés dans le cas des marchés émergens? Selon que l on ravaille dans le cadre d inégraion parfaie ou de segmenaion parielle de marchés, dans quelle mesure ceci aura--il un impac sur le résula final? La suie de ce ravail es organisée comme sui. La deuxième secion es consacrée à la présenaion du MEDAFI e de deux varianes esées, celle d inégraion parfaie des marchés e celle de segmenaion financière parielle. La roisième secion explique le choix des données uilisées e leurs principales propriéés saisiques. La 3 Arouri (2006) es le seul papier qui a éudié conjoinemen des pays émergens e développés (à nore connaissance), les Eas Unis, la France, Singapour e l Afrique du Sud. Il a monré que le risque de change es apprécié pour l ensemble des marchés sous l hypohèse d inégraion parfaie des marchés financiers. 4 Gérard e al. (2003) esen la significaivié de risque de change sous l hypohèse de segmenaion parielle des marchés éudiés. Ils rouven que le risque de change es significaivemen différen de zéro pour quelques marchés émergens. Mais ils précisen que les résulas de cee éude doiven êre considérés avec précauion. 3

4 quarième secion présene les résulas d esimaion du modèle e la dernière présene les principales conclusions de l éude. 2 Une version inernaionale du Modèle d Evaluaion Des Acifs Financiers enan compe du risque de change Cee secion es paragée en deux paries. La première, expose les caracérisiques du modèle héorique, ainsi que la définiion de ses principales composanes. La deuxième compore la spécificaion économérique du modèle. 2.1 Le modèle héorique Ce paragraphe présene le MEDAF inernaional sous ses deux varianes, d inégraion parfaie e de segmenaion parielle, ainsi que les principales raisons de l inroducion de la prime de risque de change dans ce modèle. Une prime de risque représene la différence de rendemen anicipée enre un acif risqué e un acif sans risque. Auremen di, c es une relaion linéaire enre l excès de rendemen respecif à chaque ire e au marché. Touefois, la mesure de cee prime nécessie l idenificaion à l avance des sources sysémaiques e spécifiques des risques. Afin de enir compe du risque de change pour compenser le manque à gagner, l invesisseur doi s inéresser à la variaion du aux de change dans le fuur pour aniciper une évenuelle dépréciaion de la monnaie locale par exemple. Pour neuraliser ce risque, il demande une prime liée aux flucuaions non anicipées des aux de change. Cee prime de change es à l origine de la différence enre les ermes des deux versions du MEDAF : classique e inernaionale. L aricle d Adler e Dumas (1983) consiue la référence pour la plupar des économères en ce qui concerne la version inernaionale du Modèle d Evaluaion des Acifs Financiers à inégraion financière parfaie. Touefois, cerains marchés financiers, noammen ceux des pays en développemen, son évenuellemen caracérisés par une segmenaion parielle. Dans el cas, la relaion présenée par Adler e Dumas es éendue au cas plus général de la segmenaion parielle. Considérons les hypohèses suivanes : 1/ un cerain nombre d invesisseurs apparenan à un univers consiués de p+1 pays (y compris le pays de référence) e m = n+p+1 acifs, n es le nombre d acifs risqués, p acifs sans risque de marché e le dernier erme représene l acif sans risque du pays de la monnaie de référence. 2/ les marchés naionaux son parfaiemen inégrés. L inégraion parfaie signifie ici, qu un seul modèle es valable pour ous les acifs financiers y compris le porefeuille du marché mondial. Dans ce cas là, il n y a qu une seule source de risque, celui du marché financier inernaional. C'es-à-dire que les faceurs inernes son négligés e que les faceurs inernaionaux son pris en compe. 3/ la PPA n es pas vérifiée. 4

5 4/ les invesisseurs on des comporemens de consommaion différens e donc chacun cherche à maximiser son uilié espérée. Le modèle ci-dessous représene la soluion finale du problème proposé par Adler e Dumas (1983) 5 e qui répond aux préoccupaions des invesisseurs elle que la déerminaion de la prime de risque. E( R j l ) R j f p j j j j Cov( R, r ) Cov( R, ) ; l=1,, n (1) m l m i1 i Avec : R le rendemen nominal d un acif l risqué (l=1,2,,n) exprimé dans la monnaie de j l j r m l excès de rendemen nominal du porefeuille du marché mondial, le aux de rendemen de l acif sans risque, référence j e j R f m e i son définis comme sui, par Adler e Dumas (1983) : 1 1 m m e p j m ( 1 Wi 1 i W Où m i1 i l i i ) es la moyenne des aversions relaives au risque de l ensemble des pays pondérée par le niveau de la richesse. Ainsi, par exemple pour un pays émergen, sa par dans la richesse oale es faible e donc les invesisseurs son plus adverses au risque que dans le cas d un pays développé. La pondéraion es donc plus élevée dans le cas d un pays pauvre par rappor à un pays riche. i représene le coefficien d aversion relaive au risque d un pays i. Ce dernier es pondéré par la par de la richesse naionale W dans la richesse oale W pour obenir finalemen la moyenne j i des aversions naionales au risque m qui équivau à m dans le modèle (1). j i représene le aux d inflaion du pays i exprimé dans la monnaie de référence j e j j le erme de Cov(, ) mesure l exposiion de l acif l au risque d inflaion e du R l i aux de change relaifs au pays i. Or, les aux d inflaion son en réalié aléaoires e varien d un pays à un aure. Cependan, dans la plupar des éudes anérieures ces aux son supposés non sochasiques. Touefois, les variaions des aux de change, son beaucoup plus imporanes par rappor au aux d inflaion surou dans le cas des marchés développés. Cependan, pour plusieurs pays en développemen, le aux d inflaion locale es rès volail. j j Néanmoins, pour le momen, le erme Cov(, ) es inerpréé comme une mesure de l exposiion de l acif l au risque de aux de change associé au pays i. Par conséquen, les deux ermes, m e i représenen respecivemen, le prix de risque de porefeuille de marché mondial e le prix de risque de aux de change relaif au pays i. En revanche, il rese à déerminer quel aux de change doi prévaloir pour obenir un résula unique pour ous ypes de marchés (émergens e développés). En fai, l inflaion locale d un pays i exprimée en monnaie de référence, peu êre approchée R l i W j i W 5 Pour une présenaion plus déaillée du modèle voir Adler e Dumas (Jun., 1983). 5

6 par les variaions du aux de change réel 6. En enan compe de cee approximaion e en supposan que les disribuions des renabiliés des ires son variables au cours du emps, la version condiionnelle suivane du MEDAFI es obenue sous l hypohèse d inégraion financière parfaie : p j j j j j j R R Cov( R, r / ) Cov( R, r / ) l (2) l, / 1 f, m, 1 l, m, 1 i, 1 l, i, 1 i1 Avec : j représenan la variaion du aux de change réel du pays i, r i, 1 es le veceur des variables insrumenales, qui regroupe un ensemble d informaions en relaion pour une grande par avec le marché financier inernaional e égalemen le marché du pays de référence, don disposen les invesisseurs pour choisir dans quel porefeuille ils doiven invesir. Le modèle (2) es la présenaion d Adler e Dumas (1983) avec l hypohèse d inégraion parfaie des marchés financiers. Or, il es envisagé, pour cee éude, de réécrire le MEDAFI dans le cas où les marchés son pariellemen segmenés. Selon les ravaux anérieurs de Bekaer e Harvey (1997), Griffin (2001), Dumas e al.(2003), Karolyi e Sulz (2002), Barr e Priesley (2004) la siuaion exrême d inégraion parfaie es un cas puremen héorique qui n es pas conforme avec la réalié des marchés financiers. Dans el cas, le modèle adopé représene une relaion mixe, qui combine l influence du marché inernaional e des aux de change, e l influence du marché naional dans l évaluaion des acifs. Donc, une nouvelle version du MEDAFI à segmenaion parielle peu s écrire ainsi : j j j j j j Rl, / 1 R f, m, 1Cov( Rl,, rm, / 1) i, 1Cov( Rl,, ri, / 1) DlVar( l, / 1) Avec, Var / p i1 l (3) j ) Var( / ) Cov( R, r / )²/ Var( r / ) ( l, 1 l, 1 l m 1 m 1 es la prime de risque domesique du pays l Dl Les modèles (2) e (3) son esés pour un cerain nombre de marchés financiers afin de déerminer si la prime de risque de change conribue significaivemen à la formaion de la prime de risque oale dans le cadre des deux hypohèses ou seulemen dans le cas des marchés financiers parfaiemen inégrés. Avan de eser le modèle dans de deux hypohèses, le paragraphe suivan expose la spécificaion économérique ainsi que la méhode d esimaion reenue. 2.2 Spécificaion économérique Cee sous-secion présene le sysème d équaions uilisé pour esimer la version condiionnelle du MEDAFI. En paran du modèle décri par la relaion (2), à chaque 6 Economiquemen, l inflaion es reliée direcemen à la richesse relaive d un pays i par rappor aux aures pays uilisaeurs d une aure monnaie, oue chose égale par ailleurs, l inflaion peu conduire à la dépréciaion de la monnaie e donc diminuion de son aux de change qui peu présener un risque pour cerains agens économiques. C es, ce double effe, du risque d inflaion e des variaions de la valeur nominale de la monnaie qui peu êre approché par les variaions du aux de change réel. 6

7 poin du emps, le sysème d équaions suivan décri le niveau d excès de rendemen : r p m, 1hm, i, 1hn i, / 1 N(0, H ) i1 (4) r es le veceur d excès de rendemens de porefeuilles des marchés naionaux exprimés en monnaie de référence j, h n i, mesure la covariance condiionnelle enre les acifs risqués e les variaions de aux de change réel, h m, mesure la covariance condiionnelle enre les acifs risqués e le porefeuille de marché, es le veceur d erreurs condiionnelles e H représene la marice des variances-covariances condiionnelles de rendemens d acifs risqués 7. Cee marice es décrie par la relaion (5) suivane : ' ' ' ' ' ' H H0 ( aa bb ) aa 1 1 bbh 1 (5) La modélisaion GARCH mulivariée perme aux composanes de la marice des variances-covariances condiionnelle de varier au cours du emps en foncion de produis de chocs observés dans les valeurs passées de H. H es la marice des variances non condiionnelle, a e b son m1 veceurs de 0 paramères inconnus, es m1 veceurs uniaires. es le produi mariciel de Hadmard (élémen par élemen). Or, il es envisagé, pour cee éude, de eser le modèle dans le cas où les marchés son pariellemen segmenés pour enir compe d évenuel risque de marché local. Le sysème d équaions (4) peu êre écri dans el cas sous la forme suivane : r p m, 1hm, i, 1hn i, Dl * d / 1 N(0, H ) i1 (6) avec D / D( H ) ( hm * hm ) hmm es m1 veceurs de risque domesiques, Dl es le ième veceur des prix de risque domesiques, h m es la m colonne de H, h mm es la variance du porefeuille de marché mondial e D H ) es la diagonale de la marice H. Les sysèmes d équaions (4) e (6) inègren les prix des risques de marché inernaional, de aux de change e de marché local. Les ravaux de De sanis e Gérard (1997), Gérard, Thanyalakpark e Baen (2003) monren que ces prix varien au cours su emps. Meron (1980), Alder e Dumas (1983) monren que le prix du risque de porefeuille de marché es l agrégaion des aversions au risque de ous les invesisseurs, ces derniers son supposés adverses au risque e leur prix doi êre posiif quelque soi l insan. ( 7 La marice H es supposée suivre un processus GARCH mulivarié proposé par Ding e Engle (1994) e généralisé ensuie par De Sanis e Gérard (1997). La modélisaion GARCH mulivariée es uilisée pour esimer le sysème d équaion (4) afin de enir compe du problème de regroupemen de volailié, qu es une caracérisique ypique de la plupar des séries financières. 7

8 D après les ravaux d Adler e Dumas (1983) Harvey (1991), De Sanis e Gérard (1997, 1998), Bekaer e Harvey (1995), De Sanis e al (2003), le prix du risque du marché es modélisé en foncion exponenielle de ceraines variables d informaion liées aux paramères macroéconomiques e aux événemens du marché financier inernaional : Exp X (7) m, 1 ( m' 1 Avec X 1 1 e X 1 es l ensemble de variables d informaion globales ' observables disponibles en (-1) e m représene les pondéraions associées aux variables. Concernan le prix du risque de marché local, à l insar de Hardouvelis, Malliaopulos e Priesley (2006), on peu l écrire de la façon suivane : Dl, 1 EXP( ' i Xi 1 8 (8) Avec X i, 1 es le veceur de variables d informaion locales observables du marché i en (-1) e i représene les pondéraions associées aux variables. D après les ravaux anérieurs ciés ci-dessus, le prix du risque de change peu héoriquemen prendre aussi bien des valeurs posiives que des valeurs négaives. Les prix des risques de change son supposés varier linéairemen en foncion des variables Insrumenales 9 : i, 1 ( ' C X 1, (9) ' C représene les pondéraions associées aux variables d informaion. Finalemen, la foncion de vraisemblance, uilisée pour esimer les paramères du modèle, es écrie comme il sui : Tm 1 ln L( ) ln(2 ) 2 2 T 1 ln H 1 ( ) 2 T 1 ' 1 ( ) H ( ) ( ) (10) Avec es le veceur des paramères inconnus e T es le nombre d observaions. Comme l hypohèse de normalié es souven violée dans le cas des séries financières, le modèle es esimé par la méhode du quasi-maximum de vraisemblance (QMV). Dans le cadre des condiions sandards de régularié, l esimaeur QMV es valide e asympoiquemen normal. Dans la secion suivane, données e analyses préliminaires son présenées. 8 Dumas e Solnik (1995), De Sanis e Gérard (1998), Carrieri (2001) De Sanis e al. (2003), Alder e Qi (2003) uilisen le même veceur d informaion pour modéliser les prix des risques du marché mondial e de change. 9 Voir noammen Hardouvelis, Malliaopulos e Priesley (2006) 8

9 3 Données e analyse préliminaire Trois groupes de données son considérés : l indice boursier de chaque pays e l indice du marché mondial, les séries de aux de change exprimées vis à vis du dollar américain, ainsi que les variables macro-économiques e financières uilisées afin de condiionner les esimaions des prix de risque de change. En plus du marché mondial, six pays son considérés : - rois pays développés, la France, l Eas-Unis e la Grande Breagne, - rois pays émergens, le Maroc, le Mexique e Hong Kong. Les observaions son des cours mensuels de fin de période allan d aoû 1992 à sepembre 2006, soi 170 observaions. Dans cee éude, différens indices boursiers respecifs aux différens pays son reenus e fon l obje de la présenaion ci-après. Marché boursier Indice boursier Eas Unis Sp 500 Grande Breagne FTSE 100 France CAC 40 Hong Kong Hang Seng Maroc MADEX Mexique MEXICO-IPC L indice du marché mondial reenu es l indice MSCI Monde. L excès de rendemen de ce indice es calculé à parir d un aux sans risque à 1 mois, dédui des aux sans risque des plus grands marchés : américain e européen don leur par es relaivemen imporane dans le marché mondial. Les cours boursiers des marchés français, briannique, américain, mexicain, Hong Kong e mondial son issus de la base Inernaional Financial Saisics (IFS), l indice du marché marocain es issu du sie Bourse.challenges.fr. Le choix de ces pays a éé fai en enan compe du crière d inégraion financière de chaque marché. En effe, les marchés reenus dans la présene éude possèden des caracérisiques économiques e financières différenes e par la suie un niveau d inégraion dans le marché inernaional rès varié d un pays à un aure. Ce choix perme de mieux eser le modèle sous ses deux varianes, e d éudier l adapabilié enre les hypohèses e les ypes de marchés reenus e leur impac sur le résula final. Les séries de aux sans risque proviennen égalemen de la base IFS. Les aux de change nominaux bilaéraux son exrais d IFS. Les aux de change réels son consruis en déflaan les aux de change nominaux par les indices des prix à la consommaion (IPC) obenus à parir de la base de données IFS. Par ailleurs, pour la suie de l éude, des variables d informaion son uilisées dans le bu de condiionner l esimaion des prix des différens faceurs de risques. Le choix de ces variables es une quesion rès sensible du poin de vue empirique e héorique. En effe, selon Dumas e Solnik (1995), la héorie du Modèle d Equilibre Des Acifs Financiers échoue dans la spécificaion de ces variables d informaion. Du poin de vue empirique, la différence au niveau du choix des variables insrumenales donne des résulas différens. 9

10 La spécificaion décrie ici es inspirée des résulas des ravaux anérieurs 10 e égalemen en rappor avec la disponibilié des données. Les séries reenues son censées refléer les informaions concernan le cycle financier e économique mondial pour aider les invesisseurs à esimer les prix de risques à la dae (-1). Ces informaions son inspirées en grande parie à parir du cycle financier e économique américain, qui a un pouvoir puissan dans la prévision de rendemens des indices boursiers des aures marchés érangers 11. Ainsi, la marice de variables d informaions inernaionales créée pour cee éude conien : 12 Un erme consan Le rendemen en dividende du porefeuille du marché mondial en excès du aux des eurodollars à 1 mois (RDIVWORLD) Une prime de erme américaine (DBONDY_US) Excès de rendemen du l indice boursier américain (DIVY_US) La variaion mensuelle du rendemen d un cerifica américain de résorerie à 30 jours (DCTRESEURO$) Le rendemen en dividende du porefeuille du marché mondial es consiué à parir de la renabilié de l indice boursier mondial MSCI Monde. La prime de erme es mesurée par la différence enre un aux d inérê cour américain à 1 mois e un aux long (un bon du résor américain à 10 ans). L excès de rendemen du marché américain es approximé à parir de la renabilié de l indice boursier américain Sp Toues ces variables insrumenales proviennen de Daasream e d IFS e son uilisées avec un reard par rappor aux séries de renabiliés. Les ableaux A.1 e A.2 (voir Annexes) présenen les corrélaions des séries de renabiliés boursières e des séries de aux de change. Ces corrélaions son relaivemen faibles. Les corrélaions les plus élevées son enre le marché briannique e le marché américain (70,4%) e enre le marché briannique e le marché français (68,4%). Cela peu s expliquer par les relaions financières relaivemen imporanes enre les rois marchés développés. Les corrélaions enre les marchés émergens e les marchés développés éudiés son plus faibles que celles enre les marchés développés. Cee différence clarifie la capacié limiée de ces marchés en maière d ouverure sur les marchés inernaionaux e la diversificaion de leurs porefeuilles. La corrélaion enre les deux séries de renabiliés boursières américaine e marocaine es rès faible, de l ordre de 3%. Enre le CAC40 e MADEX la corrélaion es égalemen rès faible par rappor à celle enre le CAC40 e FTSE100 (68%) qui ne dépasse pas les 27%. Les corrélaions enre les séries de change e les séries boursières son faibles e souven négaives. Les corrélaions enre le aux de change réel Euro/dollar e les 10 Voir Harvey (1991), Ferson e Harvey (1993), De Sanis e Gérard (1997, 1998), Dumas e Solnik (1995), De Sanis e al (2003), Gérard e al. (2003) 11 Voir Harvey (1991), 12 Des ess de racine uniaire on éé effecués e monren que oues les séries considérées dans les régressions son saionnaires, 13 Voir Hardouvelis, Malliaropulos e Priesley (2006). 10

11 aures séries de change son les plus élevées. La plus élevée es celle enre la France e le Maroc, 74,5%. Cela s explique en parie par la dépendance monéaire e financière du Maroc à la France e en général enre le Maghreb e la zone euro, due à la proximié géographique e aux imporans flux migraoires. Après l analyse des différenes séries de renabiliés boursière e de aux de change, la secion suivane expose les résulas d esimaion du MEDAFI. 4 Résulas empiriques Cee secion se compose de rois éapes d esimaions. Tou d abord, les prix de risque de change e de marché son esimés. Ensuie, nous présenons l esimaion des modèles sous l hypohèse d inégraion financière parfaie : le risque du marché local n es pas pris en compe pour chacun des six pays mais uniquemen les risques liés au marché mondial e aux variaions non anicipées de aux de change. Enfin, le modèle es ré-esimé sous l hypohèse générale de marchés financiers pariellemen segmenés. Dans ce cas là, la prime de risque oale es appréciée en foncion de la prime de risque du marché mondial, l ensemble des primes de risque de change e la prime de risque relaive à chaque marché. 4.1 Esimaion e analyse du prix de risque de change e de marché : Nous esimons un modèle dans lequel les séries de renabiliés de aux de change réel son foncion linéaire de quare variables insrumenales à l aide de la méhode d esimaion des moindres carrés ordinaires. Ensuie, les coefficiens esimés son uilisés pour calculer le prix de risque de change de chaque pays. Les résulas de l esimaion son résumés dans le ableau 1. Tableau 1 : Esimaion par la MCO du prix de risque de change e de marché C DBONDY_US DCTRESEURO$ DIVY_US RDIVWORLD PRC_FR -0,002-0,134 0,015-0,035 0,05 -Suden (-0,514) (0,42) (1,49) (-0,55) (1,13) PRC_UK 0,005 0,058 0,015 0,077 0,051 -Suden (1,461) (0,439) (1,88)*** (1,54) (1,44) PRC_HK -0,005-0,106 0,005-0,015-0,049 -Suden (-4,65)* (-3,022)* (2,15)** (-1,14) (-5,21)* PRC_MX 0,011 0,367-0,041 0,126-0,004 -Suden (1,793)*** (1,73)*** (-3,165)* (1,579) (-0,062) PRC_MO -0,005-0,185 0,024-0,035-0,009 -Suden (-1,198) (-1,319) (2,802)* (-0,673) (-0,232) PRM_W -0,023-0,196 0,034 0,219 0,295 -Suden (-3,005)* (-0,721) (2,071)** (2,143)** (4,031)* *significaif à 1% **significaif à 5%, ***significaif à 10%, FR : France, UK : Grande Breagne, HK : Hong Kong, MX : Mexique, MO : Maroc, W : Monde. 11

12 Il ressor de ces résulas que les prix de risque des aux de change réels son déerminés esseniellemen par la variaion mensuelle du rendemen du cerifica américain de résorerie à 30 jours (DCTRESEURO$) e égalemen par la prime de erme américaine (DBONDY_US) pour cerains pays els que Hong Kong e le Mexique. Les quare variables insrumenales expliquen 0,7% du prix de risque du aux de change réel Euro/$. En effe, aucun coefficien n es significaivemen différen de 0. En revanche, le coefficien de déerminaion es plus élevé dans le cas de la Grande- Breagne. Le prix du risque de change briannique se déermine principalemen par la variable DCTRESUERO$, puisque, son coefficien es significaivemen différen de 0 au seuil de 10%. La qualié d ajusemen du modèle es meilleure par rappor à la France. Ceci peu s expliquer ou d abord par le fai que le marché des changes briannique es plus corrélé e dépendan du marché américain e inernaional. Ensuie, l objecif de la poliique monéaire européenne es de créer une monnaie bien coée sur le marché des changes, indépendane des événemens poliiques e financiers inernaionaux e surou américains. On consae égalemen que les quare variables d informaion expliquen mieux les prix de risque des aux de change des pays émergens que ceux des pays développés. Touefois, il es uile de signaler la conribuion de la variaion mensuelle du rendemen du cerifica américain de résorerie à 30 jours (DCTREURO$) dans la déerminaion des prix du risque de change respecifs aux différens pays émergens e développés. Il convien à présen d éudier en déail les graphiques représenan les prix de risque de change des différens pays (voir annexe graphes n 1). Pour ous les pays éudiés, ce prix de risque spécifique aux aux de change réagi significaivemen à la plupar des événemens économiques, financiers e poliiques inernaionaux, els que : les différenes crises monéaires e financières des pays asiaiques e sud américains en 1991, 1993, 1997, 1998 e Egalemen, les aaques errorises conre les Eas-Unis en 2001, qui on ouché plusieurs sies sraégiques symboles de l économie américaine. Le prix du risque du marché briannique évolue de manière similaire au cas français. Le filre de Hodrick e Presco y es appliqué e il s en dégage le même aspec, c'esà-dire une phase d expansion à parir du débu des années 1990, puis une phase de sagnaion à parir de Enfin, une nouvelle phase d expansion à la suie des aaques conre les Eas-Unis en 2001 suivie d une augmenaion coninue jusqu en Pour Hong Kong, le prix de risque de change évolue dans le sens conraire de la France e de la Grande-Breagne. Il es posiif pendan les années 1990 mais diminue pour devenir négaif vers la fin de l année Egalemen, il a réagi significaivemen aux aaques conre les Eas-Unis en 2001 mais avec un pourcenage neemen moins imporan que la France e la Grande-Breagne. Les deux derniers prix de risque à éudier son ceux des marchés mexicain e marocain. Les évoluions de ces derniers ressemblen beaucoup à celui de Hong Kong. Ils son peu volails e en moyenne posiifs, noammen au débu des années 12

13 1990 e après Le prix de risque marocain réagi mieux aux aaques conre les Eas-Unis en 2001, par rappor aux deux aures pays émergens. En conclusion, le prix de risque de change dans le cas des pays émergens es moins volail que celui des pays développés mais sa valeur es beaucoup plus imporane surou pour le Mexique e le Maroc. Pendan la sous période , le prix de risque de change du Maroc es environ 10 fois plus élevé que celui de la France. Le prix de risque du marché mondial joue un rôle significaif dans l esimaion du prix de risque oal noammen pour les pays développés. En effe, selon De Sanis e Gérard (1998), De Sanis e al. (2003), la conribuion du prix de risque du marché mondial es plus imporane pour les pays développés. En revanche, la conribuion du prix de risque de change es plus significaive pour les marchés émergens. Les résulas d esimaion (voir ableau 1 ci-dessus) monren que le prix de risque du marché mondial es en moyenne posiif pendan oue la période d éude. Il es plus volail pendan la sous période Comme annoncé précédemmen, les prix des risques de change e du marché mondial son inégrés dans le MEDAFI pour eser leur conribuion dans la prime de risque oale e faisan la présenaion de la sous-secion ci-après. 4.2 Esimaion du MEDAFI dans le cas d inégraion parfaie des marchés financiers : Nous nous plaçons sous l hypohèse d inégraion parfaie des marchés financiers dans le marché mondial. On suppose que les prix des risques e leurs variances son auorisés à varier au cours du emps. Le ableau 2 indique les résulas de l esimaion des primes de risque des différens marchés émergens e développés. Tableau 2 : Esimaion du MEDAFI condiionnel sous l hypohèse d inégraion parfaie des marchés financiers par la méhode du quasi-maximum de vraisemblance : C PRM_W PRC_FR PRC_UK PRC_HK PRC_MO PRC_MX PRT_FR -34,67 35,81-312,7 35, ,86-248,87 -Suden (-2,41)** (2,40)** (-2,51)** (3,35)* - (-2,58)* (-2,54)** PRT_UK -15,22 15,56-119,02-64,51-119,14 119,1 - -Suden (-1,56) (1,56) (-1,54) (-1,52) (-1,51) (1,53) - PRT_US -18,77 19,31-143,27-34,11-63, ,23 -Suden (-1,91)*** (1,91)*** (-1,76)*** (-1,90)*** (-1,59) - (-1,72)*** PRT_HK -38,92 36, , , , ,17 -Suden (-1,74)*** (1,75)*** - (-1,62) (-1,62) (1,62) (1,62) PRT_MX -92,25 95,23-734,85 38, ,35-568,76 -Suden (-2,52)** (2,52)** (-2,32)** (1,40) - (-2,25)** (-2,28)** PRT_MO 5,54-5,82 43,72 2,23-35,11 32,39 -Suden (0,44) (-0,45) (0,40) (0,24) - (0,39) (0,38) *Significaif à 1%, **significaif à 5%, ***significaif à 10% 13

14 Tableau 3 : Diagnosic des résidus Fr UK US HK MX MO Skewness -0,224-0,556-0,296-0,337-1,287 0,763 Kurosis 3,085 3,934 3,909 3,995 6,016 4,333 J.B. 1,469 14,819 8,338 10, ,383 29,119 Prob. 0,479** 0,001 0,015 0,006 0,000 0,000 Q(36) 36,25 48,787 55,081 73,88 185,37 36,931 Prob. 0,457** 0,076** 0,022 0,000 0,000 0,426** T*R² (Whie) 18,08 20,318 22,042 24,354 16,275 20,503 Prob. 0,45** 0,376** 0,282** 0,110** 0,573** 0,305** T*R² (ARCH) 0,05 2,473 0,141 5,041 88,446 7,631 Prob. 0,81** 0,116** 0,707 0,025 0,000 0,006 Analysons la prime de risque marché par marché Le marché français Pour le marché français, la prime de risque oale es déerminée par une consane, la prime de risque du marché mondial e l ensemble des primes de risques relaives aux marchés : France, Grande-Breagne, Maroc e Mexique. Tous les coefficiens son significaivemen différens de 0 au risque d erreur de 5%. Les deux sources de risque conribuen à la formaion de la prime oale. Ils expliquen 13,39% de la variance oale du modèle. Le graphique 2.1 (confère annexes) monre que la prime de risque oale es peu volaile, mais le filre de Hodrick Presco es cependan appliqué pour disinguer les endances générales de la prime. La série filrée affiche rois phases différenes d évoluion. Pendan la sous période , la prime oale es négaive mais en croissance coninue afin d aeindre son maximum au milieu de l année Elle es peu volaile par rappor à la prime de risque de change e praiquemen déerminée par l évoluion de la prime de risque du marché boursier. La conribuion de la prime de risque de change es rès faible. Ensuie, enre 1999 e 2001, la prime oale de risque diminue considérablemen e évolue en moyenne dans le même sens que la prime de risque de change. A parir de la fin 2001 e jusqu en 2006 la prime oale connaî une nouvelle période de croissance e devien considérablemen imporane par rappor aux années Pour cee dernière sous période, la prime oale se défini presque enièremen par la prime de risque de change. Les différens ess économériques son mainenan appliqués pour éudier les propriéés des erreurs (voir ableau 3 ci-dessus). Le es de normalié monre que les erreurs du modèle suiven une loi normale. Le es de Ljung Box indique l absence d auocorrélaion. 14

15 Le es de Whie (1980) nous condui à reenir l hypohèse nulle d homoscédasicié des erreurs e l applicaion du es ARCH (Engle 1982) condui à conclure à l absence d hééroscédasicié condiionnelle dans le modèle. Le es de Wald sur les coefficiens perme de conforer l analyse du modèle de cee éude. Ce es a pour bu de déerminer l évenualié de présence des conraines sur les coefficiens des variables explicaives. Il perme de déerminer si les différenes primes de risque conribuen significaivemen à l explicaion de la prime de risque oale. Sous l hypohèse nulle, en l absence de conraines, la saisique du es sui la loi de Khi-deux à q degrés de liberé. Les résulas son résumés dans le ableau suivan : Hypohèse nulle 2 df p-value La prime mondiale de risque es-elle consane? H : 1 5, , m Les primes de risque de change son-elles conjoinemen nulles? H 0 27,88 4 0,000 0 : i, l Les primes de risque de change son-elles conjoinemen consanes? H 1 22,56 4 0, : i, l Pour le coefficien de la prime de risque de marché, l hypohèse nulle d absence de conraines sur le coefficien ne peu pas êre accepée : la prime de risque du marché explique bien la prime de risque oale. Comme il es remarqué graphiquemen dans le cas de la France, la conribuion de risque du marché dans le risque oal es plus prononcée surou pendan la première sous-période, Ceci revien à la sabilié du marché français e du aux de change euro/dollars. En revanche, après les aaques errorises conre les Eas-Unis en 2001, les invesisseurs inernaionaux son en moyenne prês à payer une parie de leur prime oale pour se proéger conre les flucuaions non anicipées des aux de change. Toues les primes de risque de change son significaivemen différenes de 0 : l ensemble des primes de risque de change des différens pays conribuen significaivemen à la formaion de la prime de risque oale du marché français. Ceci peu s expliquer par l ouverure de la France sur le rese du monde. Enfin, nous avons appliqué un es de consance des différenes primes de risque. Pour la prime de risque du marché, l hypohèse nulle es rejeée, indiquan que la prime de risque du marché évolue au cours du emps e a d ailleurs diminué considérablemen lors de la deuxième sous période en faveur du prix de risque de change. Les primes des risques de change son oues significaivemen e conjoinemen non consanes au risque d erreur de 5%. En effe, les risques des aux de change son faibles pendan la période e augmenen par la suie. En conclusion, la prime de risque de change es avérée significaive dans le cas de marché français. Elle conribue significaivemen à la formaion de la prime de risque 15

16 boursière. L hypohèse d inégraion parfaie semble êre adapée à ce ype de marché. Pour valider cee conclusion, il fau ré-esimer le MEDAFI dans le cadre de la deuxième hypohèse de segmenaion parielle de marchés boursiers e ensuie comparé les résulas de deux varianes. Dans ce qui sui, nous coninuons à présener les résulas d esimaion des aures marchés développés e émergens Le marché briannique Pour le marché briannique, à l opposé du marché français, aucune des deux sources de risque ne conribue significaivemen à l explicaion de la variance de la prime de risque oale. Ceci peu s expliquer par la sabilié du marché briannique par rappor aux aures marchés, noammen le marché boursier mondial. Ceci suggère que les nombreuses opporuniés d invesissemen ainsi que leurs diversificaions on permis une meilleure diversificaion des risques e donc une baisse de leurs prix e quaniés. Le es de Ljung-Box monre que les erreurs du modèle son non auocorrélées e le es de Whie condui à reenir l hypohèse d homoscédasicié des erreurs. Cee hypohèse es confirmée par le es ARCH qui fai ressorir l absence d hééroscédasicié condiionnelle Le marché américain Le graphique 2.6 (voir annexes) monre que la prime de risque esimée es volaile. Elle ressemble en moyenne à la prime de risque du marché français. Le graphique se divise en deux sous périodes d évoluions différenes. A parir de 1992 e jusqu à juin 2001, la prime es négaive e es rès faible. En effe selon la série filrée, une endance à la baisse s observe principalemen vers la fin des années La deuxième sous période, commence juse après les aaques errorises conre les Eas-Unis. Immédiaemen une endance à la hausse de la prime de risque es consaée, suivie par une variaion à la hausse, d où un regroupemen de volailié mais qui disparaî rapidemen pour revenir à des variaions de prime normales. Elle es en moyenne posiive pendan cee sous période par opposiion aux années L éude de la endance générale de la prime, en appliquan le filre de Hodrick e Presco (1996), monre une évoluion de la série esimée similaire au marché français. Pour les rois pays développés, les primes de risque oales, son peu volailes e en moyenne négaives pendan les années Ensuie, à parir de 2001, les prix de risque augmenen considérablemen. A l excepion du marché briannique, la prime de risque du marché conribue pour une grande par à l explicaion de la variance de la prime de risque boursière. Toues les primes de risque on augmené considérablemen à parir de l année 2001 puis on baissé à parir de la fin de l année Dans la sous-secion suivane, les résulas d esimaion du MEDAFI concernan les marchés émergens son présenés. 16

17 4.2.4 Les marchés émergens Eudions ou d abord la prime de risque oale du marché mexicain. Duran la période (voir graphique 2.2 en annexes), la prime de risque oale es négaive e peu volaile. Elle réagi significaivemen à la crise de décembre La variaion es pluô vers la hausse, mais elle n es pas suivie par d aures variaions à la hausse, ce qui illusre la faible volailié de la série duran cee période. Le filre de Hodrick e Presco y es appliqué pour disinguer les endances générales de la prime e fai ressorir une diminuion considérable du risque vers la fin des années Ceci peu s expliquer par le soulagemen du marché mexicain après la crise de la fin 1994 e débu 1995, où la plupar des invesisseurs son obligés de reirer leurs placemens e les placer sur d aures marchés. Lors des années , il apparaî une baisse des primes des risque qui peu êre un signe de la relance de l économie mexicaine e le reour des invesisseurs inernaionaux sur ce marché sans l exigence d un prix de risque plus ou moins élevé. Pour la deuxième sous période, , la prime de risque mexicaine es en moyenne posiive e rès volaile. Des regroupemens de volailié son observés. Le prix de risque aein son maximum pendan le premier rimesre C es le niveau le plus élevé enregisré jusqu à mainenan par rappor aux rois pays développés déjà éudiés. Pour la dernière sous période, fin 2005 e 2006, la prime de risque baisse de nouveau e es négaive. La série filrée monre une endance à la baisse, comme pour les marchés américain, français e briannique. Ceci peu raduire la sabilié du marché boursier mondial d une par, ainsi que les nouvelles opporuniés ouveres aux invesisseurs inernaionaux, d aure par, qui on permis de diversifier les faceurs de risques e donc une baisse de la prime de risque oale. Comme nous l avons signalé précédemmen, le MEDAFI es modélisé à l aide d un processus GACRCH (1,1) mulivarié e esimé à l aide de la méhode du maximum de vraisemblance. Le ableau A.3 (voir annexes) présene la srucure des seconds momens condiionnels. Les coefficiens e son significaifs pour oues les séries de renabiliés boursières de marchés émergens. Les valeurs esimées du veceur (qui relien les seconds momens à leurs valeurs passées) son supérieures à celles du veceur (qui relien les seconds momens aux innovaions passées), ce qui émoigne des changemens graduels dans la dynamique de la volailié condiionnelle. Les différens ess appliqués sur les résidus monren que ceux-ci on les bonnes propriéés saisiques. Les résulas du es de Wald sur les coefficiens esimés par le modèle son résumés dans le ableau suivan : 17

18 Hypohèse nulle 2 df p-value La prime mondiale de risque es-elle consane? H : 1 6,15 1 0, m Les primes de risque de change son-elles conjoinemen nulles? H 0 20,27 4 0, : i, l Les primes de risque de change son-elles conjoinemen consanes? H 1 21, , : i, l Il ressor que la prime de risque des aux de change varie dans le emps e conribue de manière imporane à l explicaion de la variance de la prime de risque oale. Concernan à présen les renabiliés de l indice MADEX, le graphique 2.4 (voir annexes) monre que la prime oale es négaive sur oue la période. La série filrée indique que la endance générale ressemble aux séries des pays précédemmen éudiés, excepé pendan la sous période où la prime de risque oale a endance à augmener. Comme dans le cas du Mexique, le modèle es esimé à parir d un processus GARCH (1,1) mulivariée. Les différens ess appliqués sur les résidus monren que ceux-ci on les bonnes propriéés saisiques. Le ableau A.3 (voir annexes) monre que les coefficiens e son significaifs. Les valeurs esimées son supérieures à celles de mais de manière moins imporane que dans le cas du marché mexicain, émoignan d une faible flucuaion de la dynamique de volailié condiionnelle de la prime de risque marocaine. Les résulas du es de Wald sur les coefficiens esimés par le modèle son résumés dans le ableau suivan : Hypohèse nulle 2 df p-value La prime mondiale de risque es-elle consane? H : 1 0,27 1 0,599 0 m Les primes de risque de change son-elles conjoinemen nulles? H 0 11,75 4 0,0193* 0 : i, l Les primes de risque de change son-elles conjoinemen consanes? H 1 7,68 4 0, : i, l Une conclusion émerge après l éude des deux marchés émergens, mexicain e marocain. La modélisaion de ype GARCH mulivarié du MEDAFI monre que le risque de change es significaif e conribue de manière imporane à la formaion de la prime de risque oale du rendemen de l indice boursier mexicain mais d une manière faible pour le marché marocain. Cee conribuion es variable au cours du emps dans le cas du marché mexicain, comme le monre l applicaion du es de Wald. 18

19 Concernan Hong Kong, le graphique 2.3 (voir annexes) monre que la prime de risque oale es en moyenne négaive, excepé pour la sous période où elle es en moyenne posiive. Elle compore des phases de fore volailié. La série filrée indique une endance générale qui ressemble à celle du Mexique e différene du Maroc. L esimaion du modèle GARCH (1,1) mulivariée monre que le risque de marché mondial conribue significaivemen à la formaion de la prime de risque oale mais ce n es pas le cas pour le risque de change. Les résulas du es de Wald sur les coefficiens son résumés dans le ableau suivan : Hypohèse nulle 2 df p-value La prime mondiale de risque es-elle consane? H : 1 52,10 1 0,000 0 m Les primes de risque de change son-elles conjoinemen nulles? H 0 71, ,000 0 : i, l Les primes de risque de change son-elles conjoinemen consanes? H 1 68,95 4 0,000 0 : i, l En conclusion, il ressor que les primes de risque des aux de change des pays émergens ne représenen pas la par imporane de la prime de risque oale à l excepion du marché mexicain don la conribuion es relaivemen imporane par rappor a la prime de risque du porefeuille de marché. Il fau égalemen noer une différence enre les pays émergens e les pays développés. Pour ces derniers, la prime de risque du porefeuille du marché es plus prononcée. En effe, pour la France, les Éas-Unis e la Grande-Breagne, la prime de marché mondial conribue significaivemen à la formaion de la prime oale, ce qui n es pas le cas pour le risque de change qui paricipe rès faiblemen surou pour les Eas-Unis e la Grande-Breagne. Par ailleurs, pour les marchés émergens la prime de risque de change es significaive que dans le cas de Mexique. Pour le Maroc e Hong Kong la non significaivié de la prime de risque de change es peu êre du à l hypohèse d inégraion parfaie qui n es pas compaible avec les caracérisiques de deux marchés en quesion. Dans el cas, l hypohèse d inégraion parfaie peu êre non compaible avec ce ype de marché don le processus d inégraion financière n es pas encore achevé. Le fai de passer à l hypohèse de segmenaion parielle des marchés boursiers offre la possibilié de mieux spécifier les faceurs de risque ainsi que leurs dynamiques, e surou, de vérifier si le risque du marché local es mieux rémunéré par les invesisseurs inernaionaux par rappor au risque de aux de change. 19

20 4.3 Marchés boursiers pariellemen segmenés : Supposons dorénavan que les marchés boursiers son pariellemen segmenés. Le prix du risque oal es alors une combinaison de faceurs inernaionaux e naionaux de risques. En plus du prix du risque du marché boursier mondial e des risques de aux de change, se rajoue le risque du marché local. Comme nous l avons monré sous l hypohèse d inégraion financière parfaie des marchés, le prix de risque de change es significaif e conribue à la formaion de la prime de risque oale dans le cas de cerains marchés. Néanmoins, selon la héorie monéaire e financière, les aux de change son liés aux agrégas macroéconomiques qui caracérisen la siuaion économique de chaque pays. Il se peu donc que la segmenaion parielle soi à l origine de la significaivié des prix de risque des aux de change, dans cerains marchés, qui reflèen indirecemen le risque du marché local. Mais sous l hypohèse d inégraion parfaie, ce dernier se manifese sous la forme de risque de change. Cee deuxième hypohèse a pour bu de vérifier si la prime de risque de change es oujours significaive e conribue saisiquemen e économiquemen à la formaion de la prime de risque oale. Elle a aussi pour objecif d examiner la significaivié des risques de aux de change dans le cas du Maroc e de Hong Kong. Précisémen, il s agi d éudier l impac de chaque hypohèse sur la significaivié de la prime de change noammen dans les marchés émergens. En effe, l hypohèse de segmenaion parielle peu êre mieux adapée aux deux marchés marocains e hongkongais pour monrer la significaivié du risque de change conrairemen à l hypohèse d inégraion parfaie. Le modèle esimé ici, en enan compe de l hypohèse de marchés boursiers pariellemen segmenés, s écri comme sui: ER 5, _,, _,. i, c m, PRM _ W k PRC P k i PRM Pi k1 i, représene le coefficien de la prime de risque domesique PRM _ P i, Les résulas précédens, mean en évidence la significaivié des primes de risque de change peuven n êre que le refle de risque du marché domesique qui ne figure pas dans le MEDAFI sous l hypohèse de marchés parfaiemen inégrés. Ce risque domesique apparaî alors à ravers le risque de change, puisque selon la héorie monéaire, les aux de change son liés aux fondamenaux macroéconomiques des pays. Les résulas de l esimaion du maximum de vraisemblance appliqué à chaque marché son présenés dans le ableau 4. Tableau 4 : Esimaion du MEDAFI condiionnel sous l hypohèse de segmenaion parielle des marchés financiers 20

21 C PRM_W PRC_FR PRC_UK PRC_HK PRC_MO PRC_MX PRM_domesique PRT_FR -29,17 37,14-415,86 111, ,54-7,06 -Suden (-1,50) (2,43)** (-1,51) (0,62) - (-1,19) (-1,35) (-0,42) PRT_UK 273,01 21,65 233,52 330,34 954,17-389, ,95 -Suden (1,99)** (2,10)** (1,26) (1,72)*** (1,85)*** (-1,53) - (-2,10)** PRT_US -17,33 19,41-125,76-34,08-45, ,25-1,57 -Suden (-0,60) (1,88)*** (-0,37) (-1,89)*** (-0,13) - (-0,28) (-0,05) PRT_HK -34,77 37, , , , ,055-4,68 -Suden (-0,98) (1,63) - (-0,36) (-0,33) (0,34) (0,35) (-0,15) PRT_MX -83,71 84,03-779,4 94, ,01-624,96 2,66 -Suden (-1,95)** (1,76)** (-2,32)** (0,64) - (-2,01)** (-2,16)** (0,38) PRT_MO 28,71 5,77-219,86 226, ,21-244,24-37,58 -Suden (1,41) (0,38) (-1,04) (1,46) - (-1,26) (-1,16) (-1,44) *Significaif 1%, **significaif à 5%, ***significaif à 10% Concernan la France, seule la prime de risque du marché mondial es saisiquemen e économiquemen significaive. Le coefficien de risque du marché domesique es non significaivemen différen de 0 au risque d erreur de 5%. L hypohèse de segmenaion parielle ne perme donc pas de valoriser le risque domesique. En effe, sous l hypohèse d inégraion parfaie, nous avons monré que le risque de change e le risque du marché mondial conribuen significaivemen à la formaion de la prime de risque oale du marché français. Touefois, la significaivié des prix de risque de change es supposée êre à l origine du risque domesique qui es inégré dans le risque du marché mondial. Mais, le modèle esimé dans le cadre de segmenaion parielle des marchés expose bien que la prime de risque domesique es non significaivemen différene de 0. Pour le marché briannique, le prix de risque de change es non significaif au risque de 5%. Par ailleurs, le risque du marché mondial conribue significaivemen à la formaion du prix de risque oal. Concernan la variance condiionnelle, il ressor que le coefficien de seconds momens (qui relie les seconds momens aux valeurs passées) es beaucoup plus imporan que le coefficien qui relie les seconds momens aux innovaions passées, illusran un changemen graduel dans la dynamique de la volailié condiionnelle du modèle. Le es de Wald indique que la prime de risque domesique es significaive e varie au cours du emps. Le même résula es égalemen consaé pour le marché mondial qui a une prime de risque variable ou au long de la période d éude e apparai plus imporane surou lors de la sous période Pour le marché américain, des résulas similaires au marché français son obenus. En effe, le risque local e le risque de change son non rémunéré inernaionalemen. Seul le risque du marché mondial conribue significaivemen au seuil de 10 % à la formaion de la prime de risque oale. 21

22 La série filrée présene une endance générale de la prime oale qui ressemble aux résulas obenus sous l hypohèse de marchés parfaiemen inégrés. Les mêmes sous périodes d évoluion se remarquen. L hypohèse des marchés pariellemen segmenés confirme l idée de dépar : le risque du marché mondial es la principale source de risque pour le marché américain. Ean donné que le marché américain représene le poids le plus imporan dans le marché mondial par rappor aux aures pays, il es logique de rouver des caracérisiques assez proches. Concernan les pays émergens, les résulas monren que la prime de risque du marché mondial es saisiquemen e économiquemen rémunérée pour les rois marchés émergens. Pour Hong Kong la prime de risque du marché domesique es non significaivemen différene de 0. Pour le Maroc, le coefficien de la prime de risque du marché local es significaif au seuil de 5 %, illusran sa conribuion à la formaion de la prime de risque oale. Pour le Mexique, le risque du marché mondial e des aux de change son significaifs mais moins prononcés que dans le cas d inégraion parfaie. Le risque domesique ne remplace donc pas la prime de risque liée au aux de change qui es à son our rémunéré inernaionalemen. En conclusion, l esimaion du MEDAFI pour chaque pays sous l hypohèse de segmenaion parielle monre qu en général le risque domesique es non significaif, sauf pour la Grande-Breagne e le Mexique. Elle a aussi monrée que le risque de change es non significaif dans les marchés développés e prouve alors que la première hypohèse es la plus adapée à ce ype de marché. La deuxième hypohèse nous paraî plus adapée au cas de deux marchés émergens, le Maroc e Hong Kong. En effe, conrairemen au cas d inégraion parfaie, l hypohèse de segmenaion parielle a permis de monrer que le risque de change es rémunéré inernaionalemen e conribue significaivemen à la formaion du prix de risque oal. 5 Conclusion Cee éude s es inéressée à la déerminaion de la significaivié de la prime de risque de change e à la mesure de sa conribuion dans la prime de risque oale. A cee fin, une version inernaionale du Modèle d Evaluaion Des Acifs Financiers a éé esimée sur la période pour rois marchés développés (France, Grande- Breagne, Eas-Unis) e rois marchés émergens (Maroc, Mexique, Hong Kong). L esimaion du modèle sous les deux hypohèses d inégraion parfaie puis de segmenaion parielle des marchés boursiers perme de irer les conclusions suivanes : Sous l hypohèse d inégraion parfaie des marchés, les primes de risque des aux de change son saisiquemen significaives pour la France, le Mexique, e dans une moindre mesure pour Hong Kong. En revanche, ce n es pas le cas pour les deux aures marchés développés (Eas-Unis e Grande Breagne) ainsi que le marché marocain. 22

23 Sous l hypohèse de segmenaion parielle, le risque de aux de change es rémunéré inernaionalemen dans le cas de deux marchés émergens, le Maroc e Hong Kong mais pas dans le cas de marché mexicain, conrairemen au cas de la première hypohèse. Pour les marchés où les primes de change son significaives, elles varien considérablemen dans le emps, e d un marché financier à un aure. La ré-esimaion du MEDAFI sous l hypohèse de segmenaion parielle des marchés pour eser la significaivié de la prime de risque de change a monré que : Pour les pays développés e noammen la France don la prime de risque de change es significaive, l hypohèse d inégraion parfaie paraî la plus adapée à ce ype de marché. Ces résulas son compaibles avec les conclusions des ravaux précédens (De Sanis e Gérard (1998), De Sanis e al (2003), Arouri (2006), ). Pour les pays émergens, l hypohèse de segmenaion parielle paraî la plus adapée noammen au cas de Maroc e de Hong Kong. Une exension de ce ravail pourrai résider dans l analyse du choix des variables d informaion puisqu elles jouen un rôle crucial dans le condiionnemen de l esimaion du risque de change e à sa conribuion dans le prix du risque oal e perme ensuie, de donner des résulas plus robuses surou dans le cas de marchés émergens. REFERENCES [1] Adler M, Dumas B (1983) Inernaional porfolio selecion and corporaion Finance: A Synhesis. Journal of Finance 38: [2] Arouri M (2006) La prime de risque dans un cadre inernaional : le risque de change es-il apprécié? Revue de l associaion française 27: [3] Bauwens, Lauren and Rombaus (2006), Journal of applied economerics. 21: [4] Bekaer G, Harvey C R (1995) Time-varying world marke inegraion. Journal of Finance 50: [5] Bollerslev T, Wooldrige J.M (1992) Quasi-maximum likelihood esimaion and inference in dynamic models wih ime-varying covariances. Economeric review 11: [6] Capiello L, Caren O, Jaaskela J (2003) Measuring he euro exchange rae risk premium: he condiional inernaional CAPM approach. FAME, janvier 2003, Helsinki, Finlande. [7] De Sanis G, Gerard B (1997) Inernaional asse pricing and porfolio diversificaion wih ime varying risk. Journal of Finance 52: [8] De Sanis G, Gerard B (1998) How big is he premium for currency risk. Journal of Financial Economic 49: [9] Dumas B, Solnik B (1995) The World price of foreign exchange rae risk. Journal of Finance 50:

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25 ANNEXES Tableau A.1 : Marice de corrélaion des séries de renabiliés boursières Indice FR Indice UK Indice HK Indice Mo Indice MX Indice US Indice MSCI Indice FR 1 0,68 0,3 0,31 0,27 0,48 0,23 Indice UK 1 0,58 0,15 0,33 0,7 0,11 Indice HK 1-0,05 0,34 0,64 0,18 Indice MO 1 0,23 0,03 0,2 Indice MX 1 0,31 0,28 Indice US 1 0,06 Indice MSCI 1 Tableau A.2 : Marice de corrélaion des séries des renabiliés de aux de change réels TCRFR TCRUK TCRHK TRCMO TCRMX TCRFR 1 0,55 0,01 0,74-0,08 TCRUK 1 0,09 0,31-0,08 TCRHK 1 0,01 0,03 TRCMO 1-0,16 TCRMX 1 Tableau A.3 : Processus GARCH (1,1) Equaion de la Variance : ( ) Mexique Maroc Hong Kong 0,291 0,361 0,115 (2,699)* (3,235)* (2,123)* 0,590 0,591 0,849 (3,941)* (5,102)* (10,872)* Tableau A.4 : Processus GARCH (1,1) Equaion de la Variance : ( ) Mexique Maroc Hong Kong 0,13 0,29 0,4 -Suden (2,95)* (3,02)* (3,19)* 0,84 0,61 0,53 -Suden -16,79 (4,25)* (3,52)* 25

26 Graphes n 1 : Prix de risque de change (PRC) Graphe PRC du marché français Graphe PRC du marché hongkongais Graphe PRC du marché marocain Graphe PRC du marché mexicain Graphe PRC du marché briannique 26

27 Graphes n 2 : Primes de risques oales sous l hypohèse d inégraion financière parfaie. Graphe 2.1 : Marché français Graphe 2.2 : marché mexicain Graphe 2.3: Marché hongkongais Graphe 2.4 : Marché marocain Graphe 2.5 : Marché briannique Graphe 2.6 : Marché américain 27

28 Graphes n 3 : Primes de risques oales sous l hypohèse de segmenaion parielle des marchés boursiers. Graphe 3.1 : Marché français Graphe 3.2 : Marché américain Graphe 3.3 : Marché hongkongais Graphe 3.4 : Marché marocain Graphe 3.5 : Marché mexicain Graphe 3.6 : Marché briannique 28

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