Modèle CAPM avec le rendement du WTI en $US et le rendement du taux de change avec asymétries (Modèle

5)

Dans cette section, nous introduisons la possibilité d'eets asymétriques du change- ment du prix du pétrole en dollars américains et du changement dans le taux de change bilatéral Canada/États-Unis.

Comme on peut le constater dans le Tableau 4.5, les valeurs estimées des coecients

αi et des βi ne sont pas très diérentes de celles estimées par les précédents modèles.

On constate que la variable R+

pus,t est signicative seulement pour les septième et

huitième portefeuilles de taille. Ceci ressemble beaucoup au cas de la variable R+

pcan,t

dans le modèle sans volatilité à la sous-section 4.1.3 où seulement le septième décile

était signicativement aecté par cette variable. Les estimations de coecients R+

pus,t

et R+

pcan,t sont très similaires. Le cas de la variable R

−

pus,t est très similaire à ce qui avait

été trouvé pour la variable R−

pcan,t à la sous-section 4.1.3. Ici aussi, on constate que les

portefeuilles de taille formés d'entreprises à plus faibles capitalisations boursières sont davantage aectés par une déppréciation du prix du pétrole, appuyant ainsi la perti- nence d'étudier les marchés nanciers en les divisant en portefeuilles de taille comme Samson (2013) ainsi que Apergis, Artikis et Sorros (2011). Les coecients estimés sont très similaires entre les deux modèles, et ce, pour tous les déciles. Ceci signierait donc que l'estimation de l'eet du prix du pétrole est robuste à des changements légers de spécication de modèle. Ce modèle appuie lui aussi que le prix du pétrole a un eet sur les marchés nanciers, mais qu'il y aurait un eet essentiellement quand il y a une dépréciation du prix du pétrole. Cette asymétrie appuie donc la pertinence d'utiliser un modèle permettant de distinguer des eets asymétriques.

Ce modèle indique que la moitié des portefeuilles de taille seraient aectés par les dépréciations du taux de change, mais pas par les appréciations. Quand il y aurait une

Tableau 4.5  Modèle CAPM avec le rendement du WTI en $US et le rendement du taux de change avec asymétries (Modèle 5) (de janvier 1990 à avril 2014)

Variable dépendante R1.w R2.w R3.w R4.w R5.w Constante 0.029∗∗∗ _0.038∗∗∗ _0.048∗∗∗ _0.036∗∗∗ _0.044∗∗∗ (0.009) (0.008) (0.009) (0.007) (0.008) Rm,t 0.748∗∗∗ 0.908∗∗∗ 0.929∗∗∗ 0.922∗∗∗ 0.816∗∗∗ (0.159) (0.133) (0.132) (0.113) (0.097) R+pus,t 0.001 −0.095 −0.112 −0.018 0.047 (0.119) (0.080) (0.069) (0.112) (0.099) R− pus,t 0.380∗∗∗ 0.241∗∗∗ 0.079 0.230∗∗∗ 0.248∗∗∗ (0.089) (0.091) (0.099) (0.072) (0.059) R+ s,t −0.313 −0.345 −1.025∗∗∗ −0.515∗∗ −0.833∗∗∗ (0.443) (0.316) (0.346) (0.237) (0.260) R−s,t 0.094 −0.087 0.347 −0.094 0.637∗ (0.444) (0.344) (0.385) (0.342) (0.381) AICc -588.7834 -649.2547 -594.1952 -716.0174 -646.1762

Matrice covariance White HC1 Newey-West p=1 Newey-West p=2 Newey-West p=1 Newey-West p=1

R2_{ajusté 0.184 0.235 0.215 0.308 0.235} F-test (df = 5 ; 285) 14.084∗∗∗ _18.850∗∗∗ _16.861∗∗∗ _26.774∗∗∗ _18.770∗∗∗ R6.w R7.w R8.w R9.w R10.w Constante 0.022∗∗∗ _0.019∗∗∗ _0.015∗∗∗ _0.013∗∗∗ _0.007∗∗∗ (0.004) (0.003) (0.003) (0.002) (0.002) Rm,t 0.823∗∗∗ 0.726∗∗∗ 0.816∗∗∗ 0.849∗∗∗ 0.805∗∗∗ (0.090) (0.060) (0.053) (0.047) (0.053) R+ pus,t −0.067∗ −0.068∗∗∗ −0.038∗ −0.053∗∗ 0.017 (0.038) (0.025) (0.022) (0.024) (0.017) R−pus,t 0.116∗∗ 0.106∗∗∗ 0.091∗∗ 0.065 −0.033∗ (0.059) (0.039) (0.045) (0.040) (0.020) R+ s,t 0.061 −0.258∗∗ −0.261∗∗ −0.059 −0.062 (0.316) (0.108) (0.117) (0.095) (0.056) R−s,t −0.027 −0.209 −0.289∗∗ −0.213∗ −0.071 (0.173) (0.143) (0.128) (0.118) (0.072) AICc -952.518 -1189.2708 -1242.4558 -1362.8712 -1535.2898 Matrice covariance Newey-West p=1 White HC1 White HC1 White HC1 Newey-West p=1

R2_{ajusté 0.364 0.551 0.651 0.728 0.804}

F-test (df = 5 ; 285) 34.209∗∗∗ _72.184∗∗∗ _109.140∗∗∗ _156.468∗∗∗ _239.386∗∗∗

dépréciation de la monnaie canadienne, les entreprises verraient leurs actions augmenter moins fortement. Ceci est contre-intuitif dans la mesure où on considère qu'un dollar canadien plus faible incite les États-Unis à importer davantage du Canada. Cependant, peut-être qu'un dollar canadien faible diminue la valeur des entreprises parce que celles- ci importent plusieurs intrants en provenance des États-Unis. Les entreprises de taille moyenne semblent être principalement aectées par ce facteur de risque.

La signicativité du rendement du taux de change dans ce modèle sans volatilité semble contredire les résultats des modèles de la sous-section 4.1.4 où le rendement du taux de change ne semblait pas être signicatif. Cependant, quand on ajoute les

volatilités des variables explicatives Rpus,t et Rs,t, on constate que les résultats trouvés

à propos de R+

s,t ne semblent plus valides. Donc, la robustesse de la signicativité de la

variable R+

s,t semble très faible, étant donné qu'elle disparaît suite à un faible change-

ment de spécication. Les autres résultats changent très peu. Ceci appuierait donc les résultats des versions du Modèle 4 qui n'indiquent pas une importance particulière du rendement du taux de change dans l'explication du prix des actions canadiennes.

Aux Tableaux A.6 et A.7, on constate que la volatilité du rendement du prix du pétrole ne semble pas être un facteur signicatif dans l'explication du rendement des actions canadiennes. Ceci montre qu'il s'agit d'un résultat robuste aux légers chan- gements dans la spécication du modèle explicatif. Un aspect plus intéressant est de constater que la volatilité du rendement du taux de change ne semble pas être une va- riable explicative importante dans l'explication du rendement des actions canadiennes. Ceci montrerait que la signicativité de cette volatilité signalée dans la section à propos du Modèle 4 n'est pas robuste, et donc, n'est probablement pas fondée. Ceci pousserait à penser que le Modèle 4 avec volatilités n'est pas si approprié.

D'après les Tableaux A.8 et A.9, on constate que pour la plupart des déciles, le test de

Wald rejete l'hypothèse nulle selon laquelle les coecients de R+

pus,tet R −

pus,tsont égaux,

et ce, que ce soit le Modèle 5 avec ou sans les variables de volatilité vRpus,t et vRs,t. Par

contre, pour la quasi-totalité des déciles, le test de Wald ne rejete pas l'hypothèse nulle

selon laquelle les coecients de R+

s,tet R −

s,tsont égaux, et ce, que ce soit le Modèle 5 avec

ou sans les volatilités vRpus,t et vRs,t. Ceci nous indique que la spécication de modèle

à utiliser devrait permettre de dinstinguer les eets asymétriques du rendement du prix du pétrole selon qu'il est positif ou négatif. Par contre, il ne semble pas nécessaire de faire le même ajustement pour le rendement du taux de change. Ces résultats semblent

volatilité. Ce modèle permet de dinstinguer les appréciations et dépréciations du prix du pétrole comme deux variables séparées, mais ne comporte pas le rendement du taux de change puisque cette variable ne semble pas être signicative. La volatilité n'est apparemment pas importante, que ce coit pour le rendement du prix du pétrole ou le rendement du taux de change.

D'après les Tableaux A.10 et A.11, le Modèle 5 avec ou sans les volatilités vRpus,t et

vRs,tcomporterait des bris structuraux pour plusieurs déciles, notamment ceux compo-

sés d'entreprises à capitalisations plus élevées. Ceci montre la robustesse des résultats similaires trouvés dans les sous-sections précédentes. Ces résultats appuient la possibi- lité que le lien entre les variables nancières comme les marchés nanciers et le prix du pétrole est apparemment instable, conformément aux résultats trouvés par J. I. Miller et Ratti (2009), Chang et Yu (2013) et Rafailidis et Katrakilidis (2014). Ceci conrme que l'étude du lien entre les marchés nanciers et les prix du pétrole devrait se faire en plusieurs sous-périodes dès que l'horizon d'analyse est long.

Le critère de performance du R2 _{ajusté et celui du Critère d'information d'Akaike}

corrigé(AICc) indiquent que la version la plus appropriée du Modèle 5 est celle sans les volatilités. De plus, le Modèle 5 sans volatilités semble être le modèle avec la meilleure performance parmis les autres modèles d'après ces deux critères. Cependant, cette  supériorité  semble être moins marquée lorsqu'il s'agit de comparer le Modèle 5 sans volatilités au Modèle 3 sans volatilité. De plus, étant donné les résultats précédemment mentionnés dans cette sous-section, le rendement du taux de change ne semble pas être une variable signicative de façon générale, et qui ne montre pas une robustesse à de légers changements de spécication de modèle lorsque celle-ci est signicative, tel qu'on a pu le constater plus haut. Par contre, le rendement du prix du pétrole semble être signicatif lorsqu'il est de valeur négative. Ces résultats appuient donc l'utilisation du Modèle 3 sans volatilité comme la spécication la plus appropriée pour étudier le rendement des actions canadiennes.