Systeme fiscal tunisien

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LA COINTÉGRATION DES PLACES BOURSIERÈS ASIATIQUES

A fin de songer en profondeur du processus de déclenchement des crises ainsi que sa propagation par l’effet de contagion, il est intéressant de connaître le comportement des places boursières avant et après la crise via le phénomène de cointégration.

1) Apport de l’étude en deux sous périodes de crise

Dans ce paragraphe nousvoulant s’inscrire dans un courant de recherche fort innovateur. Les études empiriques antérieures via les techniques de cointégration se basent souvent sur l’étude d’une dynamique d’ensemble suivie déjà dans une période de pré-crise. En revanche, il serait plus fiable de mettre en évidence qu’aucune évolution commune n’existait avant le déclenchement de la crise, mais qu’une évolution parallèleexiste après, et serait un élément de preuve que le comportement du marché a été affecté par la crise. En l’occurrence il s’agit bien de dépasser l’étude de corrélation sous la perception d’éventuelles tendances communes d’évolution des marchés boursiers avant et pendant le déclenchement de la crise. A cet égard la cointégration pourrait s’interpréter comme une révolution et indicateur de laglobalisation des marchés boursiers.

2) L’application de la théorie de cointégration

La distinction entre deux théories de « pré-crise » et « post crise » permet de persuader l’évolution des marchés boursiers, ainsi que ses réactions aux chocs. La théorie de la cointégration présentée par Jean Noël Ory (1999) permet d’examiner d’éventuelles co-variations des variables.

3) Méthodologied’estimation

Nous allons mettre en évidence la théorie de cointégration pour les cinq pays sud est asiatique les plus touchés par la récente crise boursière. Notre démarche est la suivante : on subdivise la période d’étude en deux sous périodes. La première de pré-crise s’étend de 01/01/95 vers le 01/07/97. La deuxième de post –crise entre le 02/07/98 et le 30/11/98.

3-1) La période depré-crise

Log népérien des indices boursiers
Tailande Indonésie Malaisie Corée du sud Philippines
(t) tests ADF -2.6 1.63 0.04 -0.58 0.93
(t) Phillipe perron -14.5 0.053 0.01 -0.02 0.65
(p-value) ADF 0.28 0.97 0.69 .0.46 0.73
(p-v)Phillipeperron 0.2 0.7 0.69 0.68 0.69
Racine unitaire H0 Oui Oui Oui Oui Oui

Log népérien des indices boursiers différencier une fois
TailandeIndonésie Malaisie Corée du sud Philippines
(t) tests ADF -7.8 -9 -6.9 -7 -11
(t) Phillipe perron -3.3 -262 -305 -315 -288
(p-value) ADF * * * * *
(p-v)Phillipeperron * * * * *
Série stationnaire H1 acceptée Oui Oui Oui Oui Oui
• signifie que la p-value est au moins significative au seuil de 1/00 ce qui conduit à accepter l’hypothèse H1 (stationnarité de la série )

On conclu que lesséries de logarithmes d’indices boursiers ne sont pas stationnaires, en revanche, les séries de différence de logarithmes approximés par le « return » est stationnaire.
On est amené à conclure que toute les séries sont intégrées d’ordre un, ce qui autorise de mener l’approche en terme de cointégration sur cette période de pré-crise.

Tests de cointégration sur les log des indicateurs boursiersmené sur la période du 01/01/96 au 01/07/97 ( données journalières)
Thaïlande Indonésie Malaisie Corée du sud Philippines
Thaïlande -
Indonésie 0.88 (0.89) -
Malaisie -0.09 ( 0.95) 0.58 ( 0.975) -
Corée du sud 0.03 ( 0.94 ) -1.15 ( 0.65) -1.52 ( 0.45) -
Philippines 0.15 ( 0.98) 052 ( 0.97) -2.11 ( 0.19) -1.63 (0.4) -
Source : data stream international
Le premiernombre de chaque colonne représente le (t) calculé sur les résidus de la relation de cointégration. Le second nombre de chaque colonne représente le ( p-value) associé au (t) de coefficient de la variable explicative de la relation testée.
On est conduit à rejeter H0 et accepter l’hypothèse de stationnarité des résidus, et par la suite on accepte l’hypothèse de cointégration des lors le...
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