Memoire Online - Intégration financière et diversification

	France	G.B	H.Kong	Japan	Singapour	USA	Monde

C1	1.37E-05*
	1.84E-05*	2.56E-05*
C3	8.18E-05*	0.000110*	0.000493*
C4	3.27E-05*	4.52E-05	0.000195*	8.03E-05
C5	7.14E-05*	9.54E-05*	0.000432*	0.000170*	0.000383*
C6	1.02E-05*	1.85E-05*	4.40E-05*	3.35E-05*	4.01E-05*	0.000143*
C7	-0.000110*	-5.18E-05*	-0.000605*	-5.30E-05*	-0.000438*	0.001176*	0.092372*
A	0.269497	0.335319*	0.151854*	0.389286	0.150499*	0.134955*	0.189706*
B	0.651304*	0.927053*	0.455549*	0.377146	0.457903*	0.932814*	0.888171*
S	-0.024711	-0.03220	-0.023096	-0.031478	0.0141098*	0.000299*	-0.060518
T	-0.005385*	-0.004306*	-0.006045	0.0047408	0.003213	0.001283	0.044261*

Partie B : Diagnostic des résidus

	France	G.B	H.Kong	Japan	Singapour	USA	Monde
Asymétrie	-0.517	0.478	-0.952	0.081	-0.587	-0.654	-0.312
Aplatissement	1.351	4.517	3.102	1.234	6.014	1.247	0.417
J.B	95.71	398.064	341.029	18.651	98.18	49.874	12.420
ñ₁	-0.023	-0.020	0.076	0.035	0.026	-0.034	-0.134
ñ₂	-0.132	-0.057	-0.024	-0.002	-0.006	-0.057	-0.059
ñ₃	0.100	0.016	-0.020	-0.006	-0.067	0.015	0.043
ñ₄	0.021	0.042	-0.001	0.005	0.054	-0.008	0.011
ñ₅	0.028	0.020	-0.210	-0.001	-0.058	0.012	0.051
ñ₆	0.012	-0.005	-0.113	-0.046	-0.037	-0.022	-0.069
Q(12)	18.54	7.438	32.928	12.86	6.120	14.871	16.92

Le tableau précèdent résume les résultats de l'estimation du MEDAF conditionnel avec prix de risque variable dans le temps par la méthode de quasi-maximum de vraisemblance. On remarque bien que la configuration des seconds moments conditionnels a changé légèrement. Les conditions requises pour la stationnarité sont vérifiées. Les éléments des matrices A et B sont significatifs et positifs. On constate, également que comme dans le cas du modèle à prix de risque constant, les valeurs estimées des coefficients b sont nettement supérieures à ceux de a, ce qui semble indiquer une forte persistance.

Les éléments significatifs du vecteur S sont positifs et ceux du vecteur T sont tous négatifs, ce qui est en harmonie avec les résultats antérieurs.

Quant au prix de risque de covariance moyen il est égal à environ 0.189 et significatif à 1%. C'est le portefeuille de marché mondial qui détermine la dynamique du prix de risque de covariance. La prime de terme et dans une faible mesure, l'effet de janvier y contribuent également. Le coefficient rattaché au crash d'octobre est significativement négatif. En définitive, on peut dire que les signes des variables de vecteur informationnel Z sont plausibles et justifiés économiquement ce qui est d'ailleurs conforme aux études antérieures.

Le MEDAF conditionnel avec prix de risque constant, présente l'insuffisance de ne pouvoir capter les covariances conditionnelles qui reflètent les variations des excès de rentabilités notamment pour les deux marchés émergents qui font partie de ce travail. Le diagnostic des résidus confirme ce constat.

L'hypothèse de normalité est rejetée pour toutes les séries des résidus. Néanmoins, les coefficients d'asymétrie et d'aplatissement ont diminué dans la plupart des cas.

Le tableau 12 présente les résultats de test de spécification relatifs au MEDAF international conditionnel avec prix de risque variable suivant les dates. Toutes les hypothèses sont testées par le test robuste de Wald à partir des estimations des modèles par la méthode du quasi-maximum de vraisemblance.

L'hypothèse de la constance du prix de risque de covariance est rejetée à tous les niveaux de significativité conventionnels. Cependant, le test de Wald ne permet pas de rejeter ni l'hypothèse de nullité jointe des á _i ni celle de nullité jointe du prix de risque spécifique aux pays.

ç it = å _it É ç it où É çit = 1 si å it = h iit et 0 sinon.

Hypothèse Nulle	2 ÷	df	p-value
Variante 1 Les prix de risque sont-ils égaux pour tous les marchés ?
H0 : ä m , j = ä , ? j = 1	3.745	6	0.751
Variante 2
Les prix de risque sont-ils égaux pour tous les marchés ?
Les á_i sont - ils nuls conjointement ?
H0 : á i = 0, ?i	8.941	7	0.286
Les prix de risque spécifiques sont-ils nuls conjointement
H0 : ë i = 0, ?i	7.852	6	0.281

La figure 7 présente l'évolution du prix du risque de covariance estimé ainsi que la série filtré par la technique d'Hodrick et Pescott (1996), c'est une technique qui permet de séparer les mouvements de court terme du mouvement de long terme. On remarque bien que la série filtrée atteint son point le plus bas en juin 1973 (-0.235). Elle augmente entre 1974 et 1978 pour atteindre un seuil d'environ 0.70 en juin 1987.Le prix de risque de covariance entame une tendance à la baisse entre 1978 et 1982 pour arriver à une valeur minimal de -0.252 en 1981. Le prix de risque s'accroît ensuite pour atteindre sa valeur maximale en 1986. Il diminue en octobre 987 mais demeure toujours positive. La série reste un peu stable durant les années 90. Vers la fin des années 90 le prix de risque amorce une phase baissière jusqu'à l'an 2002, il reprend son mouvement haussier pour décroître à partir de 2005.

Les périodes de prix de risque négatif sont associées aux crises pétrolières de 1973-1974, aux réformes de politique monétaire de 1979-1982 et aux dernières crises des marchés émergents.

III.4 Diversification internationale

Depuis longtemps la stratégie de diversification internationale est vue comme un moyen pour améliorer
les performances d'un portefeuille. Assurément, tant que les marchés financiers affectés par des facteurs
spécifiques, les corrélations entre les titres des différents pays sont plus faibles que celles entre les titres

d'un même pays. En se basant sur ce constat, la diversification internationale constitue un élément essentiel pour gérer le risque et le réduire. Dans ce cadre, Solnik (1974) déclare que la diversification internationale contribue à une réduction du risque de portefeuille domestique jusqu'à 27%. Néanmoins, l'enthousiasme récent pour une telle stratégie pourrait potentiellement s'amenuiser. Ce qui pousse à cette vision c'est les travaux empiriques en finances qui attestent que les marchés financiers sont devenus plus intégrés. Comme nous l'avons déjà soulevé dans notre introduction ceci trouve sa justification dans les mouvement de libéralisation et de déréglementation entamés par les différents pouvoirs étatiques à partir des années 80 d'un côté et d'autre côté des avancées technologiques et financières. Ce faisant, les corrélations entre les marchés financiers auraient augmenté dans les dernières années, ce qui contribuerait à réduire le pragmatisme de la diversification internationale de portefeuille. La presse financière soulève souvent cette logique. Mais à la base il n'y a pas de modèle théorique qui prédit clairement ce résultat. Gerard et De Santis (1997) ainsi que de nombreux d'autres auteurs jugent que l'effet inverse peut aussi se produire.

Maintenant, nous allons utiliser le MEDAF international conditionnel à prix de risque variable dans l'objectif de chiffrer l'impact de l'augmentation du degré de d'intégration des marchés financiers sur les gains substantiels attendus des stratégies de diversification internationale de portefeuilles. Nous calculons les gains additionnels de la diversification internationale en utilisons la relation suivante :

Nous avons découpé notre plage temporelle pour mieux saisir l'évolution des gains escomptés. Les résultats sont consignés dans le tableau ci - contre :

Tableau 13 : Gains anticipés de la diversification internationale de portefeuille (en % par année)

	1973- 1983	1983 -1993	1993 -2003	2003 - 2007	1973 -2007
FRANCE	2.563*	4.801*	2.764*	3.246*	2.741*
SINGAPOUR	3.414***	6.580*	6.204*	5.132*	5.251*
JAPAN	1.850*	3.702*	4.108*	3.215*	2.140*
GB	1.025*	2.106*	2.751*	2.102*	1.975*
USA	0.835*	1.582*	1.212*	1.124*	1.061*
H,KONG	4.029**	9.355*	7.513*	7.450*	6.121*

On voit qu'il y a manifestement pour tous les marchés un gain ex ante significatif. Ce gain est positif pour tous les pays et pour toutes les sous périodes. Notre intuition de départ est vérifiée, concernant les gains escomptés pour les pays émergents à faible capitalisation boursière faiblement corrélés avec le portefeuille de marché mondial il s'avère qu ils sont plus importants.

Les résultats consignés dans le tableau et les présentations graphiques de l'annexe 1 montre qu'à l'opposé des avis largement en circulation chez les universitaires et les praticiens de la finance, les stratégies de la diversification internationale de portefeuille n'ont pas significativement décru durant les dernières années. De la sous période 1973-1983 à la sous période 1983-1993 les gains estimés ont augmenté considérablement pour tous les marchés. Alors que pour les sous périodes restantes on constate une légère diminution quoique les différences ne soient pas significatives.

Les gains moyens de la diversification pour les États-Unis sont de 1.061% pour la période entière 0.835% pour la sous période 1973-1983, 1.582% pour 1983-1993, 1.212 % pour 1993-2003 et 1.061% pour le reste. La corrélation conditionnelle du marché américain avec le marché mondial est très élevée, soit 0.795% en moyenne, ce qui conduit à des faibles bénéfices attendus pour l'investisseur américain. La figure 1 de l'annexe 2 représente l'évolution de la corrélation conditionnelle du marché américain avec le marché mondial.

Le marché français quant à lui dégage des bénéfices moyens attendus de l'ordre de 2.741%. Il passe de 2.563% pour la sous période 1973-1983 à 4.801% pour l983-1993 pour redescendre ensuite à 2.764% pour 1993-2007. La corrélation conditionnelle du marché français avec le marché mondial est de 0.618% en moyenne. Soulignons que des caractéristiques relativement similaires sont observées pour le Japon et la Grande Bretagne.

Pour les autres pays, les gains ex ante de la diversification internationale sont clairement plus importants aussi bien pour la période entière que pour les quatre sous périodes. L'explication est attribuable en grande partie à leurs faibles corrélations conditionnelles avec le portefeuille de marché mondial et par le potentiel de gains étant donné l'importance relative des risques associés à ces marchés.

Néanmoins, ces résultats doivent être considérés avec précaution. Suite aux nombreuses crises financières (1987, 1997, 1998,2001), l'engouement pour la diversification internationale est devenu moins fort. Toutes ces crises se accompagnées par un phénomène de contagion. Les graphiques des corrélations conditionnelles des différents marchés avec le marché mondial montrent un saut des corrélations des marchés nationaux après chaque crise. Ce saut est révélateur du synchronisme du mouvement des bourses. Les vecteurs de

contagion sont multiples, on peut citer à titre d'exemple l'intensification des échanges commerciaux comme l'un des principaux éléments de transmission.

La figure 8 représente les séries des prix de risque de covariance filtrés par la technique d'Hodrik et Prescott (1996). Le prix estimé présente une tendance presque commune, ce qui est favorable à l'hypothèse de l'intégration financière des marchés analysés.

Intégration financière et diversification

Partie A: Estimation des paramètres

Partie B : Diagnostic des résidus

III.4 Diversification internationale