Estimateur

présenter des différences notables de résultats, elles ont pour point commun d’observer un coefficient de réponse positif à l’annonce de dépenses de R&D et ce même quand les bénéfices tendent à décliner. Cependant, le caractère significatif des estimateurs varie considérablement selon les recherches. Comme le note Lev [2004], cette variation de significativité pourrait s’expliquer par les différences dans les méthodes d’approximation des rendements du titre utilisées. Sur ce point, les recherches

• Basée sur le modèle régime permanent • + Simple à implanter + − Dynamique lente + − Contrôle des grandeurs en amplitude basée sur le modèle transitoire Précise et rapide Contrôle du couple à l'arrêt Chère (encodeur incrémental estimateur de vitesse, DSP…) Contrôle des grandeurs en amplitude et en phase ou Commande scalaire Plusieurs commandes scalaires existent selon que l'on agit sur le courant ou sur la tension. Elles dépendent surtout de la topologie de l'actionneur

telle validation est sujette à caution : l’indicateur élaboré peut être performant pour l’échantillon initial et ne pas l’être pour l’ensemble des entreprises ; le taux de bons classements ainsi calculé – le taux apparent – ne constitue pas un estimateur sans biais du taux de bons classements de la population globale. Or c’est en fait ce taux – le taux réel de bons classements – et uniquement ce taux qui rend pleinement compte de la qualité d’un indicateur du risque de faillite. Aussi, la majorité

prêter à discussion. Ensuite, à en juger par ses propres simulations, Rodgers (1982) considère que la méthode de Mason et al. (1973) est très peu robuste : il constate que l'augmentation de la variance des données simulées a un effet décuplé sur les estimateurs. Cependant, cet argument n'est pas recevable selon Smith, Mason et Fienberg (1982)31. Ceux-ci montrent que le manque de robustesse des estimations que Rodgers (1982) croit pouvoir mettre en évidence lorsqu'une contrainte d'égalité n'est pas exactement

Une telle validation est sujette à caution : l’indicateur élaboré peut être performant pour l’échantillon initial et ne pas l’être pour l’ensemble des entreprises ; le taux de bons classements ainsi calculé – le taux apparent – ne constitue pas un estimateur sans biais du taux de bons classements de la population globale. Or c’est en fait ce taux – le taux réel de bons classements – et uniquement ce taux qui rend pleinement compte de la qualité d’un indicateur du risque de faillite. Aussi, la majorité

Ce n’est plus être d’origine marocaine qui présente un impact mais être Marocain sachant que la communauté marocaine occupe la troisième position dans le classement croissant de la moyenne de l’indicateur de mixité par communauté d’origine. Cet estimateur que nous utilisons de « lien communautaire » est très fruste. Il a tout de même le mérite de nous permettre de séparer l’effet individuel de l’effet communautaire. Enfin, pour capturer un effet éventuellement quadratique de l’impact de cette variable

Pour quelle valeur de α, Xt est causal et SSL? Les estimations des valeurs des fonctions d’autocovariance et d’autocorrélation suivantes sont: γ (0) = 6.06, ˆ ρ(1) = 0.687, ˆ ρ(2) = 0.610. ˆ À l’aide des équations de Yule Walker, donner des estimateurs de α et σ 2 . Fouad Marri Séries chronologiques 68 / 88 Chap. 1. Généralités sur les séries chronologiques Chap. 2. Processus stationnaires Chap. 3. Modèles de processus stochastiques Modèle autorégressif: AR(1) Modèle autorégressif:

l’expérience aléatoire. On obtient un n-échantillon (X1 , · · · , Xn ) : X1 , · · · , Xn sont des variables aléatoires de même loi que X, et supposées indépendantes. • Un estimateur de u est une variable aléatoire Tn fonction uniquement de X1 , X2 , · · · , Xn et de n. Problème : Apprécier quantitativement différents estimateurs, afin de choisir « le meilleur ». • On appelle biais de Tn la quantité b (Tn ) = b = E (Tn ) − u. Tn est dit sans biais ssi E (Tn ) = u. • On appelle risque quadratique de

récapitulés dans le tableau 2. L’application de la procédure de bootstrap à 2000 répliques à la régression tronquée telle que décrite par l’algorithme 1 de Simar et Wilson (2007-a), permettrait d’établir les intervalles de confiance pour les estimateurs de 18 16 βi et σ ε . Revue Libanaise de Gestion et d’Economie | No 2, 2009 Inefficience des banques dans un pays en mutation : cas de la Tunisie Dhouha NEFLA AJMI et Neila BOULILA TAKTAK Tab.2 : Les déterminants de l’inefficience

l’indique la courbe de rachats structurels. A l’inverse, si les assurés se voient offrir un taux supérieur à leurs attentes, ils rachèteront l’année suivante moins que par le passé. Par exemple, les organismes peuvent utiliser le TME observé comme estimateur du taux attendu par les assurés. Le taux de rachats conjoncturels est fonction de l’écart entre le taux servi R et le TA : RC max RC max RC ( R) 0 RC min RC min ( R TA ) ( R TA ) si R TA si si si R TA R TA R TA si R TA RC min Plafond