Vous consultezBâle II, réallocation des portefeuilles de crédits et incitation à la prise de risque

Une application au cas des pays émergents d’Asie du Sud-Est

AuteursOlivier Bruno[*][*] Université de Nice Sophia-Antipolis, gredeg-cnrs, ceram...
suite du même auteur

Alexandra Girod[**][**] Université de Nice Sophia-Antipolis, gredeg-cnrs. Courriel :...
suite du même auteur

Introduction

La réforme du ratio de fonds propres (Bâle II) poursuit l’objectif ambitieux d’une meilleure gestion des risques encourus par les banques. Pour ce faire, la structure du ratio de capital a été révisée afin de le rendre plus sensible aux risques économiques en proposant notamment deux approches pour calculer les exigences réglementaires (approches Standard et irb) censées mieux évaluer les risques de défaut associés aux activités de prêts. Par ailleurs, la nouvelle réglementation étend la « gamme » de risques pris en compte en intégrant la couverture des risques de marché, de liquidité et opérationnels. Cet élargissement des risques devant être couverts par le capital réglementaire s’est accompagné d’une uniformisation de leur mesure avec le recours systématique à une méthodologie de type Value at Risk (VaR).

2 Concernant le risque de crédit, l’approche standardisée de Bâle II permet un calcul des exigences réglementaires en utilisant des notations établies par des agences de notation ; les approches irb et irb avancée recourent aux estimations propres de la banque pour les calculer. L’approche standard retient certes un point de vue proche de celui déjà présent dans Bâle I, mais le regroupement des crédits s’effectue cette fois par grande classe de risque et non plus simplement par grande catégorie (corporate, emprunteurs souverains, etc.). Les approches irb et irb avancées reposent, quant à elles, sur un modèle factoriel à un facteur de risque pour déterminer le capital réglementaire. Ce type de modèle estime le risque crédit d’un actif en fonction de ses caractéristiques idiosyncrasiques, via sa probabilité de défaut inconditionnelle et de son exposition à un facteur de risque systématique, via la probabilité de défaut conditionnelle du crédit (O. Vasicek [1987]). La majorité des études s’accordent sur le fait que le nouveau ratio de fonds propres reflétera mieux le risque crédit des actifs, celui-ci étant désormais lié à la notation interne ou externe de l’actif et non plus à sa catégorie.

3 Bien que cette nouvelle réglementation s’adresse principalement aux banques des pays du G 10, celles des pays émergents sont fortement incitées à s’y conformer pour deux raisons principales. La première est d’éviter l’exclusion du marché international des capitaux au profit de banques ayant adopté les nouvelles procédures et affichant une gestion plus transparente des risques. La seconde consiste à faire face à la concurrence interne des filiales de banques étrangères, appliquant la nouvelle réglementation dans ses versions souvent les plus sophistiquées, et donc plus aptes à évaluer les niveaux de risques effectifs des crédits financés. Conscientes de ces différentes pressions, les autorités de régulation et de supervision nationales des pays émergents chargées de mettre en œuvre le nouvel accord de Bâle II ont établi des plannings extrêmement précis et contraignants pour leurs banques domestiques.

4 Ces autorités de supervision peuvent à discrétion laisser le choix aux banques ou leur imposer la version du ratio qu’elles doivent appliquer. Cette deuxième option a été retenue dans la majorité des pays émergents (notamment d’Asie du Sud-Est) avec une particularité puisque les autorités réglementaires ont choisi de maintenir l’ancienne version, légèrement modifiée, de l’accord (Bâle I) pour certaines banques et d’appliquer le nouvel accord sous ses différentes versions (standard et irb) pour d’autres banques. À cet égard, le cas de la Chine est particulièrement illustratif. Officiellement, ce pays a fixé les dates de mise en œuvre des versions irb aux environs de 2009-2010. Jusqu’à cette date, les banques chinoises continueront donc d’appliquer la réglementation issue de Bâle I. Néanmoins, l’ouverture du marché bancaire chinois à la concurrence, suite aux accords de l’omc, est effective depuis décembre 2006. Face à cette concurrence, les autorités chinoises ont incité les trois grandes banques leader du marché domestique à se conformer aux versions irb dès 2007 afin de pouvoir rivaliser avec les filiales des banques étrangères.

5 Plusieurs études (Rojas-Suarez [2002] ; Bailey [2005]) se sont intéressées aux conséquences de la mise en application par des banques de pays émergents d’une réglementation davantage dessinée pour les banques de pays développés. Ces études soulignent les aspects néfastes de la nouvelle réglementation à la fois sur le coût et la volatilité des prêts adressés aux banques des pays émergents, mais également sur le financement des activités économiques dans ces pays. Bâle II recourt en effet aux notations externes ou internes afin de calculer les exigences réglementaires correspondantes aux crédits accordés par les banques. Compte tenu du peu d’information disponible sur les entreprises et les banques des pays émergents, leurs notations sont le plus souvent basses ou absentes et conduisent à des niveaux d’exigences en capital réglementaires plus importants que pour des banques ou des entreprises du G 10.

6 Néanmoins, peu d’études se sont intéressées au particularisme qu’offre la mise en place du nouveau cadre réglementaire dans les pays émergents qui conduit à la coexistence de « trois régulations », Bâle I, Bâle II Standard et Bâle II irb, et aux opportunités que présentent ces différentes réglementations en termes d’arbitrages réglementaires et d’incitations à la prise de risque.

7 Cette coexistence de mesures réglementaires hétérogènes entre les banques situées dans les pays émergents crée en effet des possibilités d’arbitrages au sein des portefeuilles d’actifs de ces banques, du fait notamment que le passage à la nouvelle réglementation entraîne pour les banques qui s’y conforment de nouveaux montants d’exigences réglementaires en capital, ce dernier étant désormais conduit par le niveau de risque du portefeuille bancaire. Le passif des banques étant limité et coûteux, on peut s’attendre à ce que certaines d’entre elles recomposent leur portefeuille suite à la mise en place du nouveau ratio, en particulier celles faisant l’objet d’un accroissement du niveau des exigences en fonds propres. Cette recomposition peut bien sûr conduire les banques à financer des crédits moins risqués (réduction de la prise de risque). Cela irait dans le sens recherché par la nouvelle réglementation. Néanmoins, nous pensons qu’il existe également une incitation à une réallocation du portefeuille de crédit de certaines banques vers des crédits plus risqués[1][1] Les résultats de la littérature concernant l’impact...
suite (ayant une plus forte probabilité de défaut) lors du passage de Bâle I à l’approche irb de Bâle II.

8 Ce biais incitatif à la prise de risque, qui va à l’encontre des objectifs de la nouvelle réglementation, s’explique par la structure de l’équation de capital réglementaire retenue dans l’approche irb. Plus précisément, la nouvelle réglementation suppose l’existence d’une relation décroissante entre la probabilité de défaut d’un crédit particulier et la probabilité de défaut conditionnelle au facteur de risque systématique. Intuitivement, cela revient à postuler que l’exposition au risque systématique est d’autant moins forte que le risque spécifique d’un crédit est important[2][2] Cette hypothèse est fondée par un certain nombre d’études...
suite. Cette hypothèse implique que même si la charge totale en capital réglementaire est une fonction croissante de la probabilité de défaut des crédits, la charge marginale, i.e. celle qui est engendrée par la transition vers un crédit plus risqué, est décroissante. Ainsi, l’augmentation de la prise de risque est proportionnellement moins coûteuse en capital réglementaire pour une banque déjà fortement risquée que pour une banque peu risquée. Le coût de cette charge supplémentaire en capital doit alors être comparé avec le gain attendu du passage vers un portefeuille de crédits plus risqué. Ce gain se mesure à l’aide des spreads de taux qui prévalent sur les crédits risqués. Il est alors possible de montrer que certaines banques, déjà risquées sous la réglementation Bâle I, seront incitées à accroître le risque de leur portefeuille de crédits (c’est-à-dire réallouer leur portefeuille vers des crédits à probabilité de défaut plus élevée) si on leur impose la réglementation irb de Bâle II.

9 Nous cherchons donc, dans ce travail, à identifier les conditions sous lesquelles les versions les plus sophistiquées du nouvel accord de Bâle II présentent des opportunités d’arbitrage réglementaire conduisant à un accroissement de la prise de risque de la part des banques qui s’y soumettent. Nous présentons, dans une première section, une revue critique de la nouvelle réglementation bancaire. Nous insistons sur le cas des marchés émergents afin de mettre en lumière les possibilités d’arbitrages réglementaires induites par la coexistence de différentes versions de la réglementation prudentielle. Nous développons dans la seconde partie un modèle illustratif du biais incitatif à la prise de risque lors du passage d’une réglementation standard (ou Bâle I) à une réglementation irb. Enfin, nous concluons en proposant des pistes envisageables afin de surmonter une partie des problèmes.

Qualité d’estimation des risques de crédit et biais incitatif

10 La réforme du ratio de fonds propres, proposée par la nouvelle réglementation de Bâle II, offre une meilleure estimation des risques de défaut associés aux crédits financés par les banques. La réalisation de cet objectif va nécessairement modifier le niveau d’exigence réglementaire des banques et la structure de leurs bilans. Nous pouvons donc nous attendre à ce que certaines banques réagissent en recomposant leurs portefeuilles de crédits afin de tenir compte de la nouvelle réglementation. Cette dernière, pour être efficace, ne devrait pas inciter les banques à accroître le niveau de risque de leur portefeuille de crédits. Néanmoins, l’existence d’un biais incitatif à la prise de risque ne peut pas être exclue a priori, aussi bien dans le cadre de l’approche standard que dans celui de l’approche irb. Cela est d’autant plus vrai lorsque nous tenons compte des « particularités réglementaires » de certains pays émergents qui autorisent la coexistence de l’ancienne et de la nouvelle version de l’Accord. Nous proposons, dans cette première partie, une revue synthétique des différents cadres réglementaires retenus par les principaux pays émergents d’Asie du Sud-Est afin d’en évaluer l’impact en termes de prise de risque pour les banques domestiques.

Le cadre réglementaire asiatique : remarque sur Bâle I et Bâle II approche standard

11 La diversité des situations économiques et réglementaires qui caractérisent les pays émergents d’Asie du Sud-Est ne permet pas de proposer une grille de lecture homogène de la mise en place de la nouvelle réglementation sur les fonds propres. Nous avons donc choisi de classer ces pays en deux groupes représentatifs, selon le degré de développement de leur système bancaire. Le groupe des pays les plus avancés comprend Hong Kong, Singapour et Taiwan, alors que celui des pays les moins avancés est composé de la Chine, de l’Inde, de la Thaïlande et de la Malaisie. Le tableau présenté dans l’annexe 1 résume les dates de mise en œuvre de la nouvelle réglementation pour chacun des deux groupes de pays. Nous insistons également sur les particularismes nationaux qui mettent en lumière l’hétérogénéité des situations réglementaires aussi bien interne à un pays qu’à la région dans son ensemble[3][3] Ce tableau est une synthèse réalisée à l’aide des...
suite.

12 Concernant le groupe des pays émergents les plus avancés, les approches standard ou irb fondation de Bâle II seront mises en œuvre quasiment au même rythme que dans les pays du G 10 (dès 2007 ou 2008 au plus tard pour Hong-Kong). À l’inverse, la situation du second groupe de pays (les moins avancés) est plus diversifiée. L’accord de Bâle II ne sera pas opérationnel sauf en Inde (version standard en 2007) et pour les trois plus grandes banques chinoises (version irb dès 2007) avant 2009, voire 2010. Par ailleurs, la réglementation de Bâle I continuera de coexister avec certaines versions de Bâle II (standard ou irb) dans plusieurs pays comme la Chine ou la Thaïlande. Le choix de ces pays de conserver dans un premier temps la réglementation de Bâle I s’explique par la volonté des autorités de supervision d’assainir les pratiques bancaires locales, notamment en ce qui concerne le traitement des prêts non performants (Non performing loans) et la mise en place des normes comptables et financières avant le passage à Bâle II. Les banques locales de ces pays pourront donc continuer à exploiter le biais réglementaire inhérent à l’accord de Bâle I. Ce biais incitatif à la prise de risque est bien connu dans la littérature (Kim et Santomero [1988]) et résulte du manque de sensibilité du ratio de fonds propre au risque spécifique des actifs financés. Les banques peu averses aux risques peuvent ainsi retenir dans leur portefeuille de crédits les actifs les plus risqués d’une gamme de risque (corporate par exemple) sans voir pour autant s’accroître leur charge en capital réglementaire.

13 Conscients de ces limites, les pays émergents se conformant à l’ancienne version de l’accord la complètent en y associant les deux nouveaux piliers édictés par le comité de Bâle, la supervision prudentielle (pilier II) et la discipline de marché (pilier III). Néanmoins, les autorités prudentielles, qui ne sont qu’à leur premier stade de développement, risquent de ne pas pouvoir remplir pleinement leur rôle de superviseur (pilier II). Par ailleurs, les pays émergents les moins avancés sont caractérisés par une forte concentration du capital bancaire, ce qui soulève des interrogations quant à l’influence réelle qu’aura la discipline de marché (pilier III).

14 Ces critiques ne sont pas de mise pour les émergents adoptant d’emblée la nouvelle version de l’accord (standard ou irb). Néanmoins, des problèmes demeurent, en particulier concernant l’approche standard de Bâle II. Différentes études ont cherché à estimer la justesse des pondérations de cette approche de l’accord pour refléter le risque crédit des différents paniers de risque. Nous présentons ici les résultats obtenus par E. Altman, S. Bharat et A. Saundres [2002] et de A. Resti et A. Sironi [2007]. Ils s’accordent sur le manque de granularité des paniers de risque réglementaires de l’approche standard, ces derniers apparaissant comme grossiers et ne distinguant pas de façon assez subtile les différents risques associés aux notations des obligations. Plus précisément, le problème résiderait dans la logique de séparation retenue par Bâle II qui regroupe dans les paniers réglementaires les notations A+/A–, BBB+/BB– et inférieur à BB. Les deux études proposent plutôt des paniers de crédits qui regrouperaient les notations A+ à A–, BBB+ à BBB– puis BB+ à B– et inférieur à B–. Ce découpage répondrait à une logique de distinction « investment grade/non investment grade ». En effet, la logique de séparation de l’accord, en particulier le panier regroupant les actifs avec une notation inférieure à BB–, ne fait pas de distinction entre les CCC, qui sont en défaut, les junk-bonds (notés par un simple B) et les actifs spéculatifs notés BB–. De même, les pondérations de l’accord ne discriminent pas les actifs spéculatifs BB et les actifs BBB, moins spéculatifs, les deux étant associés au même panier réglementaire. Pourtant, les probabilités de défaut respectives de ces différentes catégories de risque (BBB, BB, B et CCC) sont très différentes et n’impliquent pas le même degré de risque crédit ni les mêmes spreads de taux.

15 Les deux analyses soulignent alors que des arbitrages réglementaires, tels que ceux existant dans le cadre de Bâle I, peuvent se retrouver dans l’approche standard de Bâle II. En effet, dans un même panier de risque, en particulier le panier BBB+ à BB–, les charges réglementaires en capital sont proportionnellement plus importantes pour les obligations les mieux notées du panier en regard des spreads qui leurs sont associés. Les rentabilités et les risques des différentes catégories de notation pouvant entrer dans la composition d’un panier de risque n’étant pas les mêmes, pour un montant de capital immobilisé identique, une banque peu averse au risque peut être incitée à recomposer son portefeuille en faveur des actifs les plus rentables du panier de risque, actifs qui sont aussi les plus risqués du panier considéré. Bien que ces analyses aient été conduites sur des données provenant principalement des pays développés du G 10, nous pensons que leurs conclusions s’appliquent aux pays émergents qui voient cohabiter des banques locales ainsi que des filiales de banques étrangères ayant accès au marché international des capitaux.

16 Enfin, à ces problèmes généraux s’ajoute la question spécifique de la notation des corporate asiatiques. Les agences de notation accréditées ne disposent que de peu de données afin d’estimer leur risque et elles demeurent essentiellement sans note. Cette situation est problématique puisque, dans l’approche standard, les actifs non notés appartiennent à un panier de risque assorti d’une pondération plus favorable que celle d’actifs notés BB– ou inférieur (100 % pour les non-notés contre 150 % pour BB– ou inf.). Ce dernier biais, propre aux pays émergents, peut donc conduire soit à des pressions sur les agences de notation locales, pour que celles-ci accordent des notes plus favorables que ne le mériteraient véritablement les corporate asiatiques, soit dissuader les entreprises de demander à être notées.

17 L’approche par les notations internes (irb) est censée pallier ces biais incitatifs au moyen d’une estimation plus fine des risques de crédit des différents actifs. Pour ce faire, elle utilise une fonction de pondération afin de déterminer les exigences en capital réglementaires dérivée d’un modèle à un facteur de risque. Nous examinons, dans la suite de cette partie, les implications d’une telle approche sur le comportement en termes de prise de risque des banques.

L’approche irb : structure générale de la fonction de pondération et remarques sur la probabilité de défaut

18 L’approche irb vise à corriger les biais de l’approche standard en associant directement le niveau d’exigences réglementaires en capital à la probabilité de défaut de l’actif. Elle repose sur la fonction de pondération réglementaire qui utilise des données internes des banques en matière d’évaluation du risque crédit des actifs. Ces différentes données, à savoir la probabilité de défaut inconditionnelle de la catégorie de notation (pd), et en plus, pour l’approche irb avancée, la perte en cas de défaut (lgd) et l’exposition en cas de défaut (ead), sont issues des modèles internes des banques. L’élément essentiel de l’approche irb reste tout de même la probabilité de défaut inconditionnelle du panier de risques. Dans Bâle II, les exigences en capital réglementaires sont déterminées par la probabilité de défaut (pd) de la catégorie de risque à laquelle l’emprunteur est assigné et non à la pd spécifique à l’emprunteur. Cette pd du panier de risque, appelée la pooled pd, reflète le niveau moyen (i.e. moyenne ou médiane) des pd de défaut des emprunteurs assignés à cette catégorie de risque. Le modèle réglementaire de Bâle II requiert que la probabilité de défaut du panier soit une estimation inconditionnelle aux facteurs macroéconomiques. Cette pooled pd inconditionnelle doit être stable dans le temps afin de permettre un calcul des exigences en capital réglementaire cohérent avec le risque crédit du panier qu’elle est censée refléter. Or, la dynamique de la pd du panier par rapport au cycle économique dépend de la prédiction des événements de défaut et de la philosophie individuelle de la banque en termes de notation à savoir through the cycle ou point in time. Un modèle interne est dit point in time lorsqu’il engendre une notation de l’emprunteur réactive aux changements dans les conditions courantes du cycle économique. À l’inverse, un modèle interne est dit through the cycle lorsqu’il vise à produire un classement des emprunteurs qui est stable pendant le cycle économique. Nous pouvons noter que les emprunteurs affectés à une même notation point in time partagent la même pd inconditionnelle, ce qui n’est pas le cas si nous retenons une notation through the cycle. La stabilité dans le temps des probabilités inconditionnelles de défaut exige donc de retenir une approche de notation point in time.

19 Dès lors, l’estimation du risque de crédit d’un actif s’effectue par l’application de la fonction de pondération réglementaire qui détermine les charges en capital nécessaires pour couvrir le risque crédit de cet actif. Ainsi, Bâle II associe à chaque panier de risque une charge K en capital réglementaire qui est déterminée par le biais de la fonction de pondération suivante :

20

21 Cette fonction de pondération réglementaire est construite à partir du modèle d’estimation des risques à un facteur de risque, plus connu sous l’appellation Asymptotic Single Risk Factor Model (Vasicek [1987]). Différentes études se sont attachées à la structure de cette fonction afin d’évaluer sa capacité d’estimation du risque crédit des différents actifs ; elles se sont également interrogées sur les implications de cette fonction pour l’estimation du risque total du portefeuille de la banque. En particulier, M. Gordy [2003], P. Kupiec [2006] et J. Hull [2006] montrent que ce type de modèle repose sur deux hypothèses essentielles. La première nécessite que la contribution de chaque exposition soit invariante du portefeuille dans lequel elle est intégrée. Elle ne dépend que des caractéristiques propres à l’exposition. Autrement dit, le portefeuille est constitué de façon à ce que le risque idiosyncrasique de chaque actif soit parfaitement diversifié et que chaque exposition ne compte que pour une faible part de l’ensemble du portefeuille : la granularité des portefeuilles est donc supposée quasi infinie. La seconde suppose que la dépendance entre les différents crédits est conduite par un unique facteur de risque systématique, qui, dans le cas d’une réglementation internationale, représente le cycle économique mondial. Ainsi le risque de crédit d’un actif est déterminé par ses caractéristiques propres (risque idiosyncrasique) et par sa dépendance au facteur de risque systématique, via le coefficient de corrélation. L’influence de facteurs plus locaux, tels que le cycle économique du pays dans lequel se trouve l’emprunteur, est totalement négligée. De même, on ignore la prise en compte des effets de concentration et/ou de diversification conduits par la composition du portefeuille dans lequel s’inscrit un actif particulier.

22 De plus, les autres variables clés du modèle réglementaire, lgd et ead, sont soit fixées par le comité, soit estimées à partir de données historiques, et sont par définition des moyennes sur plusieurs périodes. Les valeurs retenues pour ces variables ne retracent pas leur variabilité, en particulier leur lien avec le cycle économique et les caractéristiques propres à l’emprunteur (comme, par exemple, le fait que le taux de recouvrement diminue avec la qualité de l’emprunteur ou encore l’utilisation de ligne de crédit supplémentaire qui augmente l’exposition en cas de défaut quand la qualité de l’emprunteur tend à diminuer).

23 Toutes ces limites suggèrent que le modèle réglementaire issu de l’approche irb conduirait à une sous-estimation des risques des portefeuilles de crédits. Néanmoins, l’important est de savoir si cette approche améliore l’estimation du risque crédit par rapport à l’ancienne réglementation ou même par rapport à la version standard du nouvel accord. Sur ce point, nous avons souligné que les exigences réglementaires en capital dans la version irb sont déterminées par la probabilité de défaut de la catégorie de notation de l’actif. Par construction, cela devrait donner une estimation plus fine du risque de crédit de l’actif que ne le donnent les paniers de l’approche standard, ceux-ci pouvant regrouper plusieurs catégories de notation ayant différentes probabilités de défaut. La charge en capital réglementaire devrait donc mieux refléter le niveau de risque des portefeuilles de crédit des banques.

24 Une estimation plus fine des risques des actifs est-elle alors suffisante pour inciter les banques à opter pour des actifs moins risqués, i.e. pour s’abstraire du biais incitatif à la prise de risque ? Nous pensons que, par sa structure, la fonction de pondération réglementaire ne garantit pas ce résultat. En effet, même si les exigences en capital réglementaire sont bien croissantes de la probabilité de défaut de l’actif, la charge marginale en capital, c’est-à-dire la charge en capital supplémentaire engendrée par la transition vers un actif plus risqué, est décroissante. Cette caractéristique peut être la source d’un arbitrage profitable entre le coût d’une charge en capital supplémentaire et l’augmentation du taux de rendement associé à l’accroissement de la prise de risque.

25 Nous nous proposons, dans la section suivante, d’examiner plus en détail cette intuition afin de déterminer les conditions sous lesquelles une banque dite risquée sous Bâle I peut recomposer son portefeuille en faveur d’actifs moins risqués, choisissant de réduire sa charge en capital réglementaire, ou au contraire en faveur d’actifs plus risqués optant cette fois pour un accroissement de la rentabilité espérée de son portefeuille de crédits.

Le modèle

26 La question des biais de comportements introduits par la nouvelle réglementation bancaire n’a pas encore donné lieu à une littérature très abondante. Nous proposons, dans cette section, une adaptation du modèle de Repullo et Suarez [2004] afin d’illustrer l’existence d’un biais incitatif à la prise de risque lors du passage de Bâle I à l’approche irb fondation de Bâle II. Le choix de retenir la version irb fondation provient de ce que les pays émergents ne remplissent pas les critères de temporalité des bases de données nécessaires pour mettre en œuvre la version irb avancée (cinq années de données minimales). Ainsi, dans la version irb fondation, les probabilités de défaut (pd) sont calculées par les banques alors que l’exposition en cas de défaut (ead) et la perte en cas de défaut (lgd) sont données par les autorités réglementaires. Enfin, l’étude du passage de Bâle I à Bâle II version irb fondation permettra également de tester si une plus grande sensibilité aux risques économiques suffit à ne pas inciter les banques à une plus grande prise de risque. Cette question est particulièrement cruciale en ce qui concerne les trois grandes banques chinoises qui ont dû appliquer la réglementation Bâle II irb dès 2007 sans transiter par l’approche standard.

La nature des projets d’investissement

27 Nous considérons une économie à deux périodes (0 et 1) soumise à un facteur de risque systématique z ∼ N(0, 1). Il existe un continuum de firmes, de risque croissant et de mesure unitaire indexée par i. Chaque firme i a un projet d’investissement qui requiert une unité de richesse afin d’être mis en œuvre à la période 0, de sorte que nous pouvons associer chaque firme à la nature de son projet d’investissement. Nous supposons que les entrepreneurs, propriétaire des firmes, ont une richesse nulle et qu’ils doivent donc emprunter auprès des banques afin de financer leur projet d’investissement. À la période 1, le projet rapporte 1 + R_i en cas de réussite et 1 – λ en cas d’échec. Enfin, la réussite du projet est conditionnée par la réalisation d’une variable aléatoire x_i définie par :

28

29 avec ε_i ∼ N(0, 1) qui est distribué de manière indépendante entre les projets et qui est également indépendante du facteur de risque systématique z[4][4] Cette formulation correspond à l’approche traditionnelle...
suite. Nous supposons également que μ_i est croissant en fonction du niveau de risque de chaque projet[5][5] Nous pouvons interpréter cette variable comme étant reliée...
suite. Dès lors, le projet i réussi si est seulement si x_i ≤ 0. À partir de la relation (2), nous pouvons définir la probabilité de défaut non conditionnel au facteur de risque systématique d’un projet d’investissement de classe de risque i[6][6] Dans cette description simplifiée, chaque projet d’investissement...
suite

30

31 avec φ la fonction de distribution cumulée d’une loi normale standard. Nous remarquons que cette probabilité de défaut est d’autant plus importante que μ_i, représentant le risque spécifique au projet, est élevé.

32 Nous pouvons également déterminer la probabilité de défaut du projet i conditionnellement au facteur de risque systématique z, que nous appellerons taux de défaut du projet i. Nous obtenons :

33

34 Le taux de défaut d’un projet est donc une fonction croissante de sa classe de risque, i.e. de sa probabilité de défaut mais elle dépend également de la réalisation du facteur de risque systématique z. Enfin, il est possible de calculer la fonction de distribution cumulée du taux de défaut p_i(z), en se souvenant que z est une variable distribuée normalement, soit

35

36 Ainsi, la moyenne de la distribution du taux de défaut d’un projet de classe de risque i correspond bien à la probabilité de défaut du projet alors que sa variance est totalement déterminée par son exposition (sa sensibilité) au facteur de risque systématique, mesuré par ρ.

Nature du système bancaire et choix de financement

37 Notre économie est composée de deux banques disposant chacune d’une unité de richesse à placer. Cette richesse, qui provient des déposants, est rémunérée au taux sans risque δ (qui mesure également le coût d’opportunité des fonds) et est couverte par une assurance dépôt. Les deux banques sont détenues par des actionnaires qui fournissent le capital réglementaire et exigent au minimum le coût d’opportunité des fonds sur ce capital.

38 À la période 0, les banques décident de leur choix d’allocation de portefeuille de crédits entre les différents projets d’investissement disponibles dans l’économie. La rentabilité de chaque crédit est une fonction croissante du niveau de risque du projet financé et se mesure à l’aide d’un spread de taux qui s’applique au taux sans risque. Nous noterons r_i=δ + S_i le taux d’intérêt qui s’applique au crédit accordé au projet i avec S_i la mesure du spread de taux.

39 À la période 1, les banquiers reçoivent la valeur nette de la banque si elle est positive (absence de faillite) ou zéro autrement (hypothèse de responsabilité limitée). Nous supposons que l’une des banques se spécialise dans le financement d’un projet peu risqué (projet l), alors que l’autre choisit un projet risqué (projet h)[7][7] Notre objectif dans ce modèle n’est pas de fournir une...
suite. Enfin, nous supposons l’absence de coûts d’intermédiation.

40 Dans le cadre d’une réglementation de type Bâle I, les deux banques vont devoir provisionner la même charge réglementaire en capital, soit 8 % du montant total de leurs engagements, quel que soit le niveau effectif de risque de leur portefeuille de crédits (ces derniers relevant tous deux de la catégorie corporate). La valeur de la banque qui finance un projet i=l, h à la période 1, conditionnellement à la réalisation du facteur de risque systématique z, est donc donnée par :

41

42 avec qui mesure la charge en capital réglementaire dans la réglementation Bale I (soit =0,08) et λ la perte en cas de défaut du projet financé (lgd). (1 – p_i(z))(1 + r_i) mesure alors le gain réalisé si le crédit ne fait pas défaut, p_i(z)(1 – λ) le montant récupéré par la banque en cas de défaut du crédit et (1 + δ) le coût des dépôts. En utilisant la notation retenue plus haut et en simplifiant nous obtenons :

43

44 Nous pouvons alors déterminer la valeur espérée actualisée de la banque à la période 0 nette de la provision en capital avancée par les actionnaires, soit

45

46 ou encore

47

48 Avec le taux de défaut de banqueroute, c’est-à-dire celui correspondant à la réalisation du facteur de risque systématique conduisant à une valeur nulle de la banque à la période 1, p_i(z) soit tel que π(z)=0. Nous pouvons en déduire que . V_i1 représente donc la valeur attendue, à la période initiale, par les actionnaires d’une banque finançant un projet de classe de risque i sous une réglementation du type Bâle I.

49 La caractéristique de l’approche irb de Bâle II est de faire dépendre la charge en capital réglementaire d’une banque de son niveau de prise de risque. Le choix d’un modèle factoriel à un facteur de risque permet de décomposer la partie du risque spécifique au crédit et la partie du risque systématique. Nous retenons, dans le cadre de ce modèle, une évaluation de la charge en capital identique à celle de Bâle II. Ainsi, la probabilité conditionnelle de défaut d’un crédit p_i(z_α) est telle que

50

51 L’équation (8) nous indique la probabilité maximale de défaut, dans α % des cas, d’un crédit de qualité i. z_α dénote alors le α-quantile de la distribution du risque systématique c’est-à-dire la valeur de z qui satisfait φ(z_α)=Pr(z ≤ z_α)=α. Cela signifie que z sera supérieur à z_α dans seulement (1 – α) % des cas. Nous retenons également une mesure de ρ, le degré d’exposition au risque systématique du crédit, identique à celle de la réglementation prudentielle, soit . De manière générale, la charge en capital réglementaire exigée par Bâle II est donnée par[8][8] Nous ne prenons pas en compte les ajustements de maturité. ...
suite

52

53 Dans notre cas, l’exposition en cas de défaut (ead) est égale à l’unité, alors que la perte en cas de défaut (lgd) est donnée par λ. La relation (9) devient :

54

55 La valeur nette actualisée d’une banque finançant un projet de classe de risque i sous une réglementation Bâle II irb devient alors :

56

Bâle II et valeur nette des banques

57 Le passage d’une réglementation Bâle I à une réglementation Bâle II irb va, à structure de portefeuille de crédits identique, modifier la valeur nette actualisée des banques. Cette variation provient de la modification de la charge en capital réglementaire en fonction de la nature des portefeuilles de crédits. Ainsi, les banques les moins risquées pourront profiter d’une baisse de leur charge en capital réglementaire, alors que les plus risquées vont devoir subir une augmentation de cette charge. Il est possible de calculer la probabilité de défaut critique de la classe de crédit à partir de laquelle Bâle II engendre un accroissement de la charge en capital. Nous savons que

58

59 et nous cherchons tel que , d’où

60

61 Une simulation rapide, en posant λ=0,45 et α=0,999, permet d’obtenir . Ainsi, toutes les banques dont la probabilité de défaut du portefeuille de crédits est supérieure à verront leur charge en capital augmenter lors du passage à Bâle II irb (voir illustration graphique, annexe 2). Dans le cadre de notre modèle, nous allons alors supposer que , de sorte que

62

63 Nous remarquons que si chaque banque conserve sa structure de portefeuille de crédits identique entre Bâle I et Bâle II, la valeur nette de la banque peu risquée va s’accroître lors du passage à l’approche irb de Bâle II, alors que celle de la banque risquée va diminuer. Illustrons ce point à l’aide de la banque risquée. Sa valeur nette actualisée sous Bâle I et sous l’approche irb de Bâle II est donnée respectivement par :

64

65 et

66

67 À structure de portefeuille constante, les parties gauches des deux relations sont identiques, alors que la charge et le coût en capital réglementaire augmentent sous Bâle II , de sorte que V_h1> V_h2.

68 Face à cet accroissement de sa charge en capital et à la baisse de sa valeur nette actualisée, la banque ayant un portefeuille de crédits risqués peut être incitée à modifier la composition de ce portefeuille. Afin de simplifier notre raisonnement, nous allons supposer qu’elle va chercher, au minimum, à maintenir sa valeur nette identique à celle réalisée sous la réglementation Bâle I, soit V_h1 .

69 À cette fin, deux stratégies s’offrent à elle. Elle peut décider de réduire son exposition au risque en réallouant son portefeuille vers des crédits moins risqués. Cette stratégie permet de réduire sa charge en capital réglementaire, ce qui a un impact positif sur sa valeur nette. Néanmoins, le choix de financer des crédits moins risqués réduit également le montant des intérêts perçus en cas de non-défaut (baisse du spread de taux), ce qui provoque une diminution de sa valeur nette. À l’inverse, si la banque décide de réallouer son portefeuille vers des crédits plus risqués, elle augmente sa charge en capital réglementaire (impact négatif) mais augmente également le spread de taux sur le rendement attendu (impact positif). Au final, son choix d’allocation va dépendre de l’évolution des spreads de taux relativement à la charge marginale en capital réglementaire économisée ou dépensée. Nous pouvons montrer qu’il existe deux seuils critiques des spreads à la hausse et à la baisse qui permettent de définir le choix optimal de la banque.

Charge marginale en capital et évolution des spreads de taux

70 Nous cherchons les conditions sous lesquelles la banque risquée sera incitée à réduire ou à augmenter le risque de son portefeuille de crédit sous Bâle II irb. Pour ce faire, nous allons déterminer les variations critiques des spreads de taux (ΔS), à la baisse ou à la hausse, qui permettent d’assurer à la banque au minimum la valeur nette réalisée dans le cadre de la réglementation Bâle I, suite à une modification de sa prise de risque sous Bâle II.

71 Rappelons que la valeur nette actualisée de la banque sous Bâle I est égale à :

72

73 Suite à la réallocation de son portefeuille de crédit lors du passage à Bâle II irb, la nouvelle probabilité de défaut auquel est soumise la banque risquée est donnée par . La valeur nette actualisée de la banque devient :

74

75 Nous cherchons les conditions sur les spreads de taux qui assurent que V_h2 ≥ V_h1. Les principaux résultats sont donnés dans la proposition 1.

76 Proposition 1.

77 a. Définissons ΔS_sup> 0 comme

78

79 avec . Si ΔS ≥ ΔS_sup> 0 la banque risquée sous Bâle I sera incitée à accroître le risque de son portefeuille de crédits lors du passage à l’approche irb de Bâle II.

80 b. Définissons ΔS_inf < 0 comme

81

82 avec . Si |ΔS| ≤ |ΔS_inf|, la banque risquée sous Bâle I sera incitée à diminuer le risque de son portefeuille de crédits lors du passage à l’approche irb de Bâle II.

83 Preuve. Voir annexe 3 ?

84 La première partie de la proposition 1 nous indique que le choix d’un crédit plus risqué augmente la charge en capital réglementaire de la banque mais accroît également le rendement attendu en cas de non-faillite. L’effet positif sur le rendement attendu l’emporte sur l’effet négatif de la charge marginale en capital à provisionner si l’augmentation du spread de taux est au minimum égal à ΔS_sup. Dans le cas inverse, la banque ne peut pas restaurer sa valeur nette initiale et elle n’a aucune incitation à augmenter sa prise de risque.

85 À l’inverse, la seconde partie de la proposition stipule que la baisse de la valeur du spread de taux ne doit pas être supérieure à ΔS_inf pour que la banque retrouve sa valeur initiale suite à une réduction du risque de son portefeuille de crédit. En effet, une baisse trop importante de la rentabilité des crédits ne pourra pas être compensée par la réduction de la charge en capital réglementaire et n’incitera pas la banque à réduire sa prise de risque[9][9] Notons que dans les deux cas (augmentation ou réduction...
suite.

86 La figure 1 propose une illustration graphique de la proposition 1.

Figure 1

87 Nous remarquons qu’il existe des situations où la banque peut restaurer sa valeur nette actualisée en réduisant ou en augmentant sa prise de risque, alors que, dans certains cas, il peut lui être impossible de restaurer sa valeur nette par rapport à la situation initiale sous Bâle I. Cette diversité des situations nécessite d’avoir une évaluation plus précise du niveau des deux seuils critiques que nous venons de déterminer.

Estimation des seuils critiques et validité empirique

88 Peu d’informations sont actuellement disponibles sur les profils de risque des portefeuilles de crédits des banques des pays émergents, notamment les trois grandes banques chinoises qui appliqueront sous peu les versions irb de Bâle II. Néanmoins, nous ne pouvons exclure que ces dernières aient un profil de risque initial au moins identique, si ce n’est plus important, que certaines grandes banques des pays développés. Nous allons donc estimer la valeur de nos deux seuils en retenant des valeurs de paramètres plausibles concernant la rentabilité des crédits, le taux sans risque et la perte en cas de défaut, disponibles pour le marché européens[10][10] Les données que nous utilisons sur les spreads et les probabilités...
suite.

89 Nous posons λ=0,45, soit un taux de perte en cas de défaut de 45 % (retenu par l’approche irb) et nous fixons un taux sans risque de 3,7 % (δ=0,037). Nous supposerons que la banque risquée est initialement positionnée, sous la réglementation Bâle I, sur un panier de crédits ayant une probabilité de défaut de 2,3 % soit (classe de crédits B+). À ce risque est associé un spread de taux de 4,38 %, soit S_h1=0,0438. Notons ici que nous nous situons juste au-dessus du seuil critique et que cette banque verra sa charge en capital réglementaire augmenter du fait de la mise en place du nouveau ratio. Nous allons supposer que la banque a le choix, pour recomposer son portefeuille de crédits, de se diriger vers un crédit plus risqué (nouvelle classe de crédits inférieure à B+) ou moins risqué (nouvelle classe de crédits supérieure à B+)[11][11] Notre modèle ne cherche pas à expliquer les choix d’allocation...
suite. Pour chaque situation, nous estimons le spread théorique ΔS_c que nous comparons au spread constaté issu de l’étude de Resti et Sironi [2007]. Le graphique suivant synthétise les résultats.

90 Nous remarquons que la condition de la proposition 1a est réalisée alors que celle de la proposition 1b ne l’est pas. Cela signifie que la banque sera incitée à augmenter sa prise de risque (choix d’actifs plus risqués) afin de rétablir sa valeur nette actualisée suite au passage à l’approche irb. Cette incitation existe alors quel que soit le nouvel actif choisi par la banque dès lors que sa notation est inférieure à B+. L’estimation numérique que nous proposons est néanmoins fortement dépendante de la valeur des spreads constatés sur le marché. En particulier, plus les spreads de taux sur les actifs risqués sont importants et plus la première partie de la proposition 1 a des chances d’être réalisée. Sur ce point précis, notons que les spreads de taux ont tendance à augmenter lors de période de tension et de forte aversion au risque. Dans ce cas, la probabilité que la proposition 1a soit réalisée augmente, alors que la probabilité de réalisation de la proposition 1b diminue (on observe en effet une « pentification » de la courbe des taux). Enfin, il faut souligner que l’objectif de cette illustration est purement heuristique et vise à montrer qu’il existe bien des configurations plausibles des spreads de taux conduisant à la réalisation des conditions de la proposition 1.

Conclusion

91 La réforme de la réglementation prudentielle s’est fixée comme objectif de rendre plus sensible le ratio de fonds propres aux risques économiques. Pour ce faire, le recours aux notations des crédits par la banque ou par les agences de notation semble être une première étape. Néanmoins, les différentes approches retenues pour calculer les exigences réglementaires présentent une sensibilité variable aux risques crédit des actifs. Les versions les plus sophistiquées du nouvel accord de Bâle apparaissent en effet plus fines pour refléter les niveaux effectifs de risques des portefeuilles de crédits que l’approche standard.

92 Cependant, une plus grande sensibilité aux risques du ratio de fonds propres ne semble pas empêcher l’existence d’un biais incitatif à la prise de risque. Le manque de granularité dans la constitution des paniers de risques de la version standardisée de l’accord offrirait des opportunités d’arbitrages réglementaires. Bien que corrigeant cette imperfection, la fonction de pondération retenue par les approches irb ne permet pas d’exclure l’existence de ce biais incitatif. En effet, en regard de l’évolution des spreads de taux associés aux actifs risqués, les exigences en capital réglementaires n’apparaissent pas augmenter suffisamment pour éviter des arbitrages en faveur d’actifs plus risqués.

93 L’existence de ce biais pourrait s’expliquer par l’hypothèse d’une relation négative entre la probabilité de défaut d’un crédit et sa probabilité de défaut conditionnelle au facteur de risque systématique. La correction du biais pourrait passer par une modification de la structure des corrélations en retenant par exemple une relation positive entre le risque spécifique d’un crédit et son exposition au risque systématique. Une telle proposition n’est pas contradictoire avec les résultats empiriques obtenus par certaines études (Allen, Delang et Saundres [2004], Cowan et Cowan [2004], Dietsch et Petey [2004] par exemple).

Annexe

Annexes

Annexe 1

Annexe 2

Évolution de la charge en capital avec la probabilité de défaut des crédits sous Bâle II, irb

Annexe 3

94 Nous cherchons les conditions qui assurent que V_h2 ≥ V_h1. Rappelons que r_h1=S_h1 + δ.

95

96 Nous savons que (l’espérance d’une constante est une constante). Nous obtenons :

97

98 avec ΔS=(S_h2 – S_h1), l’équation II devient :

99

100 Finalement, nous avons :

101

102 et avec

103

104 nous obtenons

105

106 Ainsi, V_h2 ≥ V_h1 si ΔS ≥ ΔS_c

107 avec

108

Bibliographie

Références bibliographiques

Andersen L. [2004], « Basel II: The Path to Promoting Financial Stability in the Asian and Pacific Region? », Bulletin on Asia-Pacific Perspectives 2003/04, p. 85-96.

Allen L., Delang G., Saunders A. [2004], « Issues in the Credit Risk Modelling of Retail Markets », Journal of Banking and Finance, 28, p. 727-752.

Altman E., Bharat S., Saundres A. [2002], « Credit Rating and the bis Capital Adequacy Reform Agenda », Journal of Banking and Finance, 26, p. 909-921.

Bailey R. [2005], « Basel II and Development Countries: Understanding the Implication », lse Working Paper Series, 05-71, p. 1-48.

Basel Committee on Banking Supervision [2005], « Studies on the Validation of Internal Rating Systems », wp 14.

Besanko D., Kanatas G. [1996], « The Regulation of Bank Capital: Do Capital Standard Promote Bank Safety? », Journal of Financial Intermediation 5, p. 160-183.

Blum J. [1999], « Do Capital Adequacy Requirements Reduce Risks in Banking? », Journal of Banking and Finance, 23, p. 755-771.

Borio C., Furfine C., Lowe P. [2001], « Procyclicality of the Financial System and Financial Stability: Issues and Policy Options, Marrying the Micro and Macro Dimensions of the Financial Stability », bis Working Paper 1.

Brehm S., Macht C. [2004], « Banking Supervision in China: Basel I, Basel II and the Basel Core Principles », Banking Supervision, ZChinR, p. 316-327.

Catarineu-Rabell E., Jackson P., Tsomocos D. [2004], « Procyclicality and the New Basel Accord, Banks’ Choice of Loan Rating System », Economic Theory, 26, p. 537-557.

Chang-Lok K. [2006], « Perspectives on Macroprudential Supervision From Individual Financial Institutions », Macroprudential Supervision conference: Challenges for Financial supervisors imf.

Cowan A., Cowan C. [2004], « Default Correlation: An Empirical Investigation of a Subprime Lender », Journal of Banking and Finance, 28, p. 753-771.

Das S., Duffie D., Kapadia N., Saita L. [2005], « Common Failings: How Corporate Default Are Correlated », Working Paper Standford University.

Dietseh M., Petey J. [2004], « Should sme Exposures Be Treated as Retail or Corporate Exposures? », Journal of Banking and Finance, 28, p. 773-788.

Gersbach H., Lipponer A. [2000], « The Correlation Effect », Working Paper University of Heidelberg.

Gordy M. [2003], « A Risk Factor Model Foundation For Ratings-Based Bank Capital Rules », Journal of Financial intermediation, 12, p. 199-233.

Gordy M., Howells B. [2006], « Procyclicality in Basel II: Can we treat the Disease without Killing the Patient? », Journal of Financial Intermediation, 15, p. 395-417.

Hellmann T. F., Murdock K. C., Stiglitz J. E. [2000], « Liberalization, Moral Hazard in Banking and Prudential Regulation: Are Capital Requirements Enough? », American Economic Review, 90 (1), p. 147-165.

Hull J. [2006], Risk management and financial institutions, mit Press, Pearson Prentice Hall.

Rojas-Suarez L. [2002], « Can International Capital Standards Strengthen Banks In Emerging Markets? », Institute for International Economics Working Paper No. 01-10.

Kim D, Santomero A.M. [1988], « Risk in Banking and Capital Regulation », Journal of Finance, 43 (5), p. 1219-1233.

Kupiec P. [2006], « Basel II: A Case For Recalibration », Macroprudential Supervision conference: Challenges for Financial supervisors imf.

Lopez J. [2004], « The Empirical Relationship between Average Asset Correlation, Firm Probability of Default and Asset Size », Journal of Financial Intermediation, 13, p. 265-283.

Mrak M. [2003], « Implementation of the New Basel Capital Accord in Emerging Market Economies – Problems and Alternatives », Dissertation submitted in partial fulfilment of the requirements for the Master of Laws degree in International Economic Law at the University of Warwick.

Resti A., Sironi A. [2007], « The Risk-Weights in the New Basel Capital Accord: Lessons from Bond Spreads Based on a Simple Structural Model », Journal of Financial Intermediation, 16, p. 64-90.

Repullo R., Suarez X. [2004], « Loan Pricing under Basel Capital Requirements », Journal of Financial Intermediation, 13, p. 496-521.

Vasicek O. [1987], « Probability of Loss on a Loan Portfolio », Working Paper kmv.

Ward J. [2002], « The New Basel Accord and Developing Countries: Problems and Alternatives », esrc Centre for Business Research Working Paper, 4, p. 1-89.

Notes

[ * ] Université de Nice Sophia-Antipolis, gredeg-cnrs, ceram Business School. 250, rue Albert Einstein, 06560 Valbonne Sophia-Antipolis, France. Courriel : olivier. bruno@ gredeg. cnrs. fr (auteur correspondant).

[ ** ] Université de Nice Sophia-Antipolis, gredeg-cnrs. Courriel : girod@ gredeg. cnrs. fr

[1] Les résultats de la littérature concernant l’impact du ratio de capital sur la prise de risque des banques sont ambigus. Des études concluent à ce que l’accroissement du ratio de capital conduit, sous certaines conditions, à un accroissement du niveau de risque du portefeuille bancaire (Besanko et Kanatas [1996] ; Blum [1999] ; Hellmann, Murdock et Stiglitz [2000]).

[2] Cette hypothèse est fondée par un certain nombre d’études empiriques (voir J. Lopez [2004]).

[3] Ce tableau est une synthèse réalisée à l’aide des travaux de Bailey [2005], Brehm et Macht [2003], Ward [2002] et Andersen [2004].

[4] Cette formulation correspond à l’approche traditionnelle à un facteur de risque retenu par l’approche irb de Bale II (voir infra).

[5] Nous pouvons interpréter cette variable comme étant reliée au spread de taux en pour-cent, par rapport à l’actif sans risque, exigé pour financer le projet i.

[6] Dans cette description simplifiée, chaque projet d’investissement correspond à une classe de risque particulière à laquelle appartient la firme détentrice du projet.

[7] Notre objectif dans ce modèle n’est pas de fournir une explication du choix d’allocation de portefeuille de crédits d’une banque mais de mettre en avant les mécanismes pouvant inciter à l’accroissement de la prise de risque. Nous pouvons supposer que le choix de portefeuille dépend de l’aversion pour le risque des actionnaires de la banque.

[8] Nous ne prenons pas en compte les ajustements de maturité.

[9] Notons que dans les deux cas (augmentation ou réduction des risques) les exigences en capital réglementaire couvrent 99,9 % des pertes non attendues.

[10] Les données que nous utilisons sur les spreads et les probabilités de défaut sont calculées à partir d’un échantillon d’obligations corporate européennes et sont extraites de Resti et Sironi [2007].

[11] Notre modèle ne cherche pas à expliquer les choix d’allocation de portefeuille de crédits des banques, nous soulignons juste l’existence d’arbitrages réglementaires pour les banques initialement risquées.

Résumé

Nous analysons l’impact de l’approche par les notations internes du nouvel accord de Bâle (ci-après Bâle II version irb) sur les portefeuilles de crédits des banques et sur leur incitation à la prise de risque. Les exigences en capital réglementaire de Bâle II sont basées sur le taux de défaut de chaque crédit financé par les banques. Ce taux de défaut est établi en prenant en compte le risque idiosyncrasique du crédit (sa propre probabilité de défaut) et sa sensibilité au facteur de risque systématique. La relation entre ces deux facteurs de risque est supposée décroissante de la probabilité de défaut du crédit dans Bâle II. Cette hypothèse implique que la charge marginale en capital pour une banque finançant un crédit plus risqué est décroissante. Cette charge marginale décroissante doit être comparée au gain croissant lié au financement de crédits plus risqués, mesuré par le spread de crédit sur l’actif sans risque. Nous montrons alors que, pour des banques initialement risquées, il existe un biais incitatif au financement de crédits davantage risqués lors du passage de Bâle I à l’approche irb de Bâle II. Ce biais incitatif est en contradiction avec l’objectif principal de Bâle II de réduire le risque global encouru par les banques.

PLAN DE L'ARTICLE

• Introduction
• Qualité d’estimation des risques de crédit et biais incitatif
  • Le cadre réglementaire asiatique : remarque sur Bâle I et Bâle II approche standard
  • L’approche irb : structure générale de la fonction de pondération et remarques sur la probabilité de défaut
• Le modèle
  • La nature des projets d’investissement
  • Nature du système bancaire et choix de financement
  • Bâle II et valeur nette des banques
  • Charge marginale en capital et évolution des spreads de taux
  • Estimation des seuils critiques et validité empirique
• Conclusion
• Annexe 1
• Annexe 2
• Annexe 3
• Annexe

POUR CITER CET ARTICLE

Olivier Bruno et Alexandra Girod « Bâle II, réallocation des portefeuilles de crédits et incitation à la prise de risque », Revue économique 6/2008 (Vol. 59), p. 1193-1213.
URL : www.cairn.info/revue-economique-2008-6-page-1193.htm.
DOI : 10.3917/reco.596.1193.