Academic literature on the topic 'Borne supérieure de la valeur-à-risque'

Résumé Le rendement historique excédentaire moyen des marchés boursiers par rapport aux obligations gouvernementales a été de 4,5 % au Canada durant le xxe siècle. Contrairement à la plupart des marchés développés, il est resté sensiblement le même durant les deux moitiés du siècle. Toutefois, la prise en compte des années 2001 et 2002 conduit à un rendement excédentaire moyen beaucoup plus faible et davantage en ligne avec les primes de risque estimées via des approches prospectives. La première approche prospective, la plus utilisée dans la littérature financière, s’appuie sur la décomposition des rendements. La prime de risque est alors égale à la différence entre la somme des rendements attendus sur les indices boursiers sous forme de dividendes et de gain en capital, et le rendement anticipé sur les obligations. Étant donné que le rendement en dividende est à un niveau très bas aujourd’hui, la prime de risque anticipée est faible, de l’ordre de 1,5 %. Toutefois, elle doit vraisemblablement être majorée de 0,5 % du fait de l’importance des rachats d’actions. La seconde approche prospective, moins utilisée, se base sur la prime de risque implicite inférée de l’égalité entre la valeur de l’indice boursier et la valeur intrinsèque du même indice estimée à partir du modèle d’actualisation des bénéfices anormaux (Edwards, Bell et Ohlson). Elle conduit à une prime de risque de 3,5 %, soit sans doute une borne supérieure étant donné le biais positif des prévisions d’analystes financiers documenté dans la littérature. Après ajustement pour ce biais, la prime de risque implicite doit être minorée de 1 %. La prime de risque prospective au Canada est donc actuellement de l’ordre de 2 % à 2,5 % selon les approches retenues.

Cet article présente la version statique du modèle d’équilibre général calculable (MEGC) développé pour le ministère des Finances du Québec. C’est un MEGC de grande taille, multisectoriel et birégional, du Québec et du reste du Canada. L’exposé est centré sur les taux effectifs marginaux d’imposition (TEMI) et la mobilité partielle du capital. L’objectif est de décrire une technique de modélisation qui permet d’aborder l’allocation du capital dans le cadre d’un modèle statique, bien que cette question soit fondamentalement dynamique. Les TEMI mesurent l’écart entre le taux de rendement payé aux détenteurs de capital et la valeur du produit marginal du capital. Ils synthétisent donc les multiples distorsions que peut créer la fiscalité dans les incitations touchant l’allocation des ressources. Leur utilisation devient intéressante lorsque le capital est mobile entre ses utilisations concurrentes. Dans la version statique du modèle, le capital n’est pas parfaitement mobile, comme cela serait approprié dans un modèle statique à très long terme; il est plutôt partiellement mobile entre industries et régions, la mobilité étant limitée par une borne supérieure sur la quantité de capital qui peut quitter une industrie donnée dans une région donnée. De plus, il y a dans le modèle un certain degré de mobilité internationale du capital, sous la forme d’une offre à élasticité-prix constante. Les résultats de simulation présentés montrent que le comportement du modèle est en accord avec les anticipations théoriques.

Au cours de 4 années d’expérimentation avec des vaches laitières, différents hybrides de maïs choisis pour leur valeur énergétique mesurée sur moutons standards ont été comparés en ensilage de la plante entière. Les hybrides dont la valeur énergétique estimée sur les moutons était la plus élevée permettent des productions de lait standard supérieures de 1 à 2 kg et des reprises de poids pouvant atteindre 300 g de plus par jour. Les écarts de quantités de matière sèche d’ensilage ingérées ont également atteint 1,5 kg à teneur en matière sèche et teneur en grain constantes. Si les mesures faites sur moutons, comme les mesures de solubilités enzymatiques, permettent nettement de distinguer les hybrides à bonne valeur énergétique des hybrides à faible valeur énergétique, elles ne permettent en revanche pas de classer correctement les hybrides au sein de chacun de ces deux groupes. Enfin, aucune des mesures effectuées sur moutons ou in vitro ne permet de prédire la variabilité observée pour l’ingestibilité.

Introduction. Des études ont fait émerger l’existence de risque de prédiabète chez les patients qui ont une combinaison, profil glycémique normal et une glycémie à 1 heure supérieure à 1,55 g/L. Nous avons étudié les effets des combinaisons glycémie 1 heure (Gly 1h) après une hyperglycémie provoquée par voie orale HGPO avec un profil glycémique normal. Méthode. Une HGPO standardisée a été réalisée chez 100 femmes obèses. 46 avaient un profil glycémique normal. Une GAJ <1,00 g/L et une glycémie à 2 heures, Gly 2h <1,40 g/L. Elles étaient classées en deux groupes. Le groupe 1 (G1) ayant une GAJ <1,00 g/L, subdivisé en (G1a) ayant une Gly 1h <1,55 g/L et G1b ayant une Gly 1h ≥ à 1,55 g/L. Le groupe 2 (G2) avec une Gly 2h <1,40 g/L, subdivisé en (G2a) ayant une Gly 1h <1,55 g/L et (G2b) ayant une Gly 1h ≥1,55 g/L. Les tests de sensibilité – spécificité et l’Odds ratio ont été calculés à la recherche d’éventuelles corrélations. Résultats. Une corrélation très significative existait entre la Gly 1h ≥1,55 g/L chez les sous-groupes G1b (n=11, p=0,0001) et G2b (n=11, p=0,0007) et la valeur de 1,55 g/L. Cette valeur est hautement spécifique (spécificité 0,79) et moins sensible (sensibilité 0,64-0,54). L’Odds ratio était de [G1b=5,85 et G2b=3,41]. Conclusion. La Gly 1h à la valeur seuil de 1,55 g/L peut mieux mettre en évidence des profils glycémiques à risque cardiométabolique.

RésuméSoient p1, p2, p3 et q des nombres premiers distincts tels que p1 ≡ p2 ≡ p3 ≡ –q ≡ 1 (mod 4), et Cl2(k) le 2-groupe de classes de k. A. Fröhlich a démontré que Cl2(k) n’est jamais trivial. Dans cet article, nous donnons une extension de ce résultat, en démontrant que le rang de Cl2(k) est toujours supérieur ou égal à 2. Nous démontrons aussi, que la valeur 2 est optimale pour une famille infinie de corps k.

Trois méthodes classiques de spéciation séquentielle du phosphore ont été appliquées aux sédiments de la rivière Sûre, à une sélection de ses affluents de taille variable, ainsi qu'aux sédiments du prébarrage Misère, un petit réservoir eutrophe situé sur la Sûre. Les protocoles comparés sont ceux de HIELTJES et LIJKLEMA (H et L), de PALUDAN et JENSEN (P et J) et de GOLTERMAN et BOOMAN (G et B). Le phosphore total des sédiments étudiés s'élève à 0,6 mg·P·g-1 séd. sec pour les petits sous-bassins expérimentaux (de l'ordre de 1 km2), à 0,8-1,0 mg·P·g-1 séd. sec pour les bassins de taille moyenne (20 à 320 km2) et à 1,8 mg·P·g-1 séd. sec pour le prébarrage Misère. Les schémas de (H et L) et de (P et J) reproduisent de façon similaire les différences qualitatives existant entre les sédiments. Toutefois les parts relatives des différentes fractions varient selon le protocole utilisé. Les rendements d'extraction obtenus avec le schéma de (G et B) sont sensiblement supérieurs aux deux autres méthodes et sont très liés aux teneurs en phosphore total des mêmes échantillons. Pour le P-labile, une bonne corrélation est obtenue entre les concentrations extraites selon les protocoles de (H et L) et (P et J) (R2 =0,84, P < 0,001) ; cependant les valeurs absolues sont 40 % supérieures pour le premier (H et L) qui utilise NH4Cl comme extractant au lieu de H2O. La fraction P- (Fe+Al) de (H et L) et la somme des fractions P-Fe et P-Al de (P et J) sont également bien corrélées (R2 =0,90, P < 0,001), mais avec des valeurs 30 % supérieures pour le second protocole (P et J) qui réalise l'extraction en deux étapes. La fraction P-Fe de (G et B) est moins bien corrélée à la fraction P-Fe de (P et J) (R2 =0,74, P < 0,01), et les résultats obtenus selon ces deux protocoles sont très éloignés en valeur absolue. Quant à la fraction P-Ca, les résultats du protocole de (G et B) ne sont ni corrélés ni similaires à ceux des deux autres schémas, en raison de la nature complètement différente des extractants appliqués.

La disponibilité et les facteurs de variation de la valeur alimentaire des ressources végétales tropicales et des sous-produits de l’agro-industrie sont présentés dans cette synthèse. Les ressources alimentaires utilisées sont très variées (herbes, arbres fourragers, céréales, tubercules, coproduits de culture, sous-produits de l’agro-industrie) à l’image de la grande diversité des systèmes de production plus ou moins intensifiés, avec un niveau d’intégration variable des cultures et de l’élevage. Les matières premières peuvent être identiques à celles utilisées dans les zones tempérées (soja, maïs), notamment dans les ateliers modernes. Elles peuvent aussi se singulariser par leur origine botanique (sorgho, tubercules, fourrages, arbres fourragers), leur composition (présence fréquente de métabolites secondaires) et les traitements technologiques (coproduits d’industries agroalimentaires artisanales) qu’elles ont pu subir. Il y a une grande variabilité de la valeur alimentaire intra et inter-ressources. Quelle que soit l’espèce animale considérée, des ressources aux valeurs énergétiques élevées similaires ou proches d’homologues tempérés sont disponibles. Les nombreuses ressources «protéiques» ont en revanche des valeurs qui ne «&nbsp;rivalisent&nbsp;» qu’exceptionnellement avec le soja. Des stratégies particulières d’utilisation de certaines ressources sont nécessaires du fait de la présence de métabolites secondaires aux activités antinutritionnelles. En intra-ressource, les variabilités induites par la gestion (âge du fourrage, mode d’alimentation…) et la technologie utilisée (élimination de facteurs antinutritionnels, mode d’extraction, usinage des grains de céréales) qui affectent aussi bien la valeur énergétique que protéique, sont souvent supérieures à celles résultant de la génétique. Des ressources de bonne valeur alimentaire sont donc disponibles en zone tropicale à condition d’y appliquer la bonne gestion et de choisir l’espèce animale adéquate pour leur valorisation. L’information accumulée sur la valeur alimentaire des ressources tropicales est abondante. L’accès aux données n’est pas toujours aisé du fait des stratégies de publication souvent ciblée sur l’échelle régionale. L’information peut être partielle (certains critères de la composition chimique). Les résultats peuvent être fortement liés au contexte dans lequel ces données ont été produites ce qui limite leur généralisation. Une étape importante pour l’avenir serait le regroupement de ces données avec la perspective de dégager des lois générales tel que permet de l’envisager le projet en cours de tables de valeur alimentaire (AFZ-INRA-CIRAD).

Cet article comporte deux études complémentaires visant à explorer si le sexe de l’étudiant influence le jugement des enseignants en mathématiques. La première étude, expérimentale, a porté sur 48 enseignants de mathématiques (secondaire supérieur). Ceux-ci ont été répartis en deux groupes comparables et devaient évaluer quatre copies attribuées dans le premier groupe à une fille, dans le second groupe à un garçon. Même si les enseignants affirment, dans le questionnaire portant sur leurs attitudes, que les filles et les garçons ont des capa cités et des intérêts identiques pour les mathématiques, les résultats montrent que les enseignants ont tendance à évaluer de manière différente des copies équivalentes attribuées à des garçons ou à des filles, selon la valeur de cette copie, plus ou moins bonne. La deuxième étude, corrélationnelle, se fonde sur les données de PISA 2000 de la Communauté française de Belgique et met en relation les scores standardisés obtenus dans PISA et les notes attribuées aux mêmes élèves par leur professeur de mathématiques. Il ressort de cette mise en relation, d’une part, que les garçons performants ont tendance à être surévalués et les filles performantes sous-évaluées, d’autre part, que les garçons peu perfor mants sont sous-évalués et les filles peu performantes fortement surévaluées comparativement aux garçons de même niveau.

Selon le modèle de Rothbart , le tempérament est défini, d’une part, par le niveau de réactivité des enfants, et d’autre part, par leur capacité d’autorégulation. Au moyen de deux études, nous avons cherché a testé la valeur de ce modèle tempéramental dans le domaine alimentaire enfantin. La première étude est relative à la question du surpoids. Nous avons émis l’hypothèse que les enfants les plus à risque de surpoids étaient les enfants les plus réactifs à la nourriture et s’autorégulant le moins bien. À partir des réponses de 475 pré-adolescents ayant rempli un questionnaire ad hoc et dont on a mesuré l’IMC, l’hypothèse a été confirmée, mais de façon directe pour une des dimensions seulement. La seconde étude concerne la problématique de la néophobie alimentaire, à savoir la réticence à goûter les aliments inconnus qui conduit à une faible consommation de fruits et légumes notamment. Notre hypothèse était que les enfants ayant de faibles capacités à autoréguler leurs émotions consommeraient moins d’un aliment inconnu que des enfants s’autorégulant facilement, et ceci d’autant plus que la consigne de la consommation était incitative plutôt que directive (selon le concept de Goodness of fit suggéré par Thomas et Chess ). Quatre-vingt-dix-huit enfants‚ âgés entre 2 et 3 ans ont participé à une étude expérimentale les amenant à goûter à 5 occasions un aliment inconnu dans un contexte soit incitatif soit directif. Les résultats du post-test ont indiqué que la consommation de l’aliment était supérieure chez les enfants s’autorégulant facilement dans le contexte incitatif, que chez les enfants s’autorégulant difficilement dans le contexte directif. Il apparaît ainsi que le concept de tempérament selon Rothbart, et notamment à travers les capacités d’autorégulation, joue un rôle dans les conduites alimentaires de l’enfant dans leur dimension quantitative (quantités consommées et du surpoids) et qualitative (néophobie et variété du répertoire de consommation).

L’état d’acidose ruminale latente constitue une des préoccupations majeures de la nutrition moderne des animaux ruminants. En effet, l’accroissement des potentiels de production a entraîné l’apport de rations plus concentrées en énergie. De ce fait, le rumen de ces animaux doit traiter des quantités accrues de matières organiques fermentescibles et les fermentations plus intenses consécutives entraînent un état d’acidose aux effets zootechniques défavorables : interactions digestives négatives, dégradation du taux butyreux du lait, pathologies digestives et métaboliques... L’état d’acidose est également atteint car la sécrétion salivaire qui recycle les tampons ruminaux est insuffisante par rapport aux acides organiques produits par les fermentations. L’état d’acidose est apprécié à travers la mesure du pH de la panse. On estime que le pH moyen au cours d’une journée ne doit pas être inférieur à une valeur approximative de 6,25. Les recherches ont permis de montrer que de nombreuses caractéristiques des rations présentaient une influence sur le pH ruminal. Si on se réfère à la valeur seuil moyenne minimale de 6,25, il est possible de définir des limites pour les différentes caractéristiques mesurées sur les rations. Certaines limites recommandées se présentent sous forme de minima&nbsp;; ainsi on estime qu’il faut au minimum 35 % de NDF/MS, 25 % de NDF de fourrage/MS, 2,5 mm de taille moyenne des particules de la ration ou 40 % de la MS sous forme de particules de taille supérieure à 2 mm. On sait en outre que l’indice de mastication de la ration doit être supérieur à 40 min/kg MS ingérée. Il existe également des recommandations de seuil maximum à ne pas dépasser. Ainsi la proportion d’aliments concentrés doit rester inférieure à environ 45 %/MS, celle d’amidon à 25 %/MS et celle d’amidon dégradable dans le rumen à 20 %/MS. D’autre part, il est connu que les niveaux élevés d’ingestion vont de pair avec un transit plus rapide et un pH plus faible, ainsi le pH moyen passe en dessous du seuil de 6,25 lorsque la MS ingérée excède environ 2,5 % du poids vif. Enfin les rations peu mastiquées sont ingérées rapidement et sont, de ce fait, acidogènes. On estime ainsi que chez le bovin la vitesse moyenne d’ingestion doit être inférieure à 50 g/min pour que les fermentations ruminales soient normales. En cas de risque avéré d’acidose, il est recommandé d’apporter des substances tampons à la ration, à une dose de l’ordre de 1 à 2 % de la MS ingérée. En conclusion, il est important de chercher à mieux caractériser les rations et aliments offerts aux ruminants en prenant en compte des critères " sécuritaires " en plus des paramètres classiques de valeur nutritive. Un exemple de méthode de prévision du pH à partir de tels critères est présenté.