amortization schedule calculator
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The Lognormal Method Applied to ABS and MBS Analysis ZHENG Yunqing TCHANGUE Serge Ecole Nationale des Ponts et Chaussées Mars 2007 Abstract This paper shows how to use the Expected Loss approach in conjunction with the lognormal assumption to analyze ABS and MBS slices. First, we consider an example with linear amortization without prepayment and then we tackle the case of an ABS structure with constant amortization that includes interest and principal. In this last case, we will analyze the influence of prepayment on different slices. This analysis tells us at which level of prepayment the equity slice or senior slice can take lose or gain value. Our general guideline will be to calculate the net present value (NPV) and the expected loss of each slice given by the cash-flows generated in each scenario. Then, we calculate the average of this value using the probability of the considered scenario to occur. This probability is given by a lognormal distribution. To make this process automatically and more accurate, we built a C++ DLL for Excel that use Monte -Carlo method instead of scenarios. Keywords: Lognormal Method, Principal Allocation, Prepayment, Expected Loss, ABS, MBS,monte-carlo. 1. Introduction Asset-Backed Securities (ABS) issuance, especially Collateral Debt Obligations (CDO) and Collateral Loan Obligations (CLO), shows a remarkable growth during recent years and can be expected to continue over the next year. So the ratings of Asset-Backed securities and Mortgage Backed securities seem to us more and more important. How to assign a rating for those securities? Moody’s ratings of AssetBacked securities and Mortgage Backed securities are ultimately based on the Expected Loss Concept. When assigning a rating, we should identify all outcomes or paths which might lead o investors suffering a loss on the rated security, to quantify those losses, and to assign probabilities of each such path occurring. The rating is then based on the probability weighed los to the investor. This report focuses on the expected loss approach and shows under lognormal assumption this approach can analyze ABS securities and MBS securities quite well. It is also an attempt to present a prepayment model which gives us a view of more real model in the bank sector. The report is structured as follows. First, we present the lognormal method to demonstrate the advantage of this method and how to use it. In the next section, a model of cash flow allocation with two different kinds of principal allocation is proposed with a simple example. Third, we present the sensitivity analysis for different parameters. Fourth, we introduce the model in consideration of prepayment and present the result also. Finally, we summarize our findings and conclude. 2. The Lognormal Method Historical performance data allows us to estimate the future performance of a pool of loans or other receivables. With the aid of a sufficiently large data set, we can construct a histogram. We find that, in many cases, the shape of the histogram follows the shape of the theoretical “lognormal” probability distribution. Let us denote M and ∑ as the mean and standard deviation of the cumulative default rate. We assumed that the cumulative default rate L calculated of the cumulative default rate L is lognormally distributed. This means that X , which is the natural logarithmic value of L , has a normal distribution of probability with mean m and standard deviation σ calculated as follows: L = e m + σ B1 E[ L] = M = e e m [ Var[ L ] = E e ⇒ σ = σ E [ B1 ] + 2 m + 2σ B1 σ 2 2 Var [ B1 ] ]− M log 1 + 2 = = e ∑ 2 m+ 2 σ ⇒ 2 = e 2 m+ ( 2σ ) 2 ⋅1 2 m = log( M ) − σ 2 2 2 2 − M 2 = e 2 m + 2σ − M 2 = M 2 e σ − M 2 2 ∑ M So the lognormal method of building cumulative default rate distribution is as follows: Denoting “ j ” as the scenario under which the fault rate ranges between l j and l j + ∆ l , the probability of the occurrence of the scenario j equals 1 2π σ xj+ ∆ x ∫ e − ( u− m)2 2σ 2 du , xj ( ) where x j = log l j . Helpfully, this formula has already been implemented in Microsoft Excel as: LOGNORMDIST ( l j + ∆ l ; m; σ ) − LOGNORMDIST ( l j ; m; σ ) Chart 1 Excel Model of calculating the probability of default Probability( interval of 0.1%) Cumulative Default Rate Distribution 1.00% 0.80% 0.60% 0.40% 0.20% 0.00% 0% 20% 40% 60% 80% 100% Cumulative Default Rate Chart 2 Cumulative Default Rate Distribution Chart 2 shows the probability distribution of the cumulative default rate according to a Lognormal distribution with mean M=1% and standard deviation ∑ = 0 .7 % . 3. An Example of A Lognormal Method Application We use a simple example to explain how to implement our cash flow allocation model and how to finally obtain the expected loss. Firstly, we make the following assumptions: 1). The probability distribution of the cumulative default rate of a portfolio of assets is lognormal with mean M=1% and standard deviation ∑ = 0.7% . 2). The pool has a seven-year maturity and pays an average coupon of 7%. 3). The assets are subject to contractual amortization based on a linear schedule over a seven-year period. 4). No prepayments are received. 5). There is a 40% recovery rate on defaulted assets. Recoveries occur instantaneously in the same period as the asset defaults. 6). On average the timing of defaults on the assets is assumed as follows : Time Distribution of Losses 1.60% 1.40% 1.20% 1.00% 0.80% 0.60% 0.40% 0.20% 0.00% 1 2 3 4 5 6 7 Year Chart 3. Time Distribution of Losses 7). The reserve fund has been financed by a subordinated loan provided by the originator. 8). Both Class A and B Notes receive a semi-annual coupon. 9). No coupon is paid to the Subordinated Loan provider. Assets Liabilities 100 Receivables C= M= SIGMA= Recovery Rate= Maturity= 1 7% 1% 0.70% 40% 7 years Reserve Fund 90 Class A Notes c= 10 Class B Notes c= 1 Chart 4 A two-tranche structure considered in our example 5% 6% Subordinated Loan The algorithm of Cash flow Allocation is as follows: 1). Asset Allocation O/S Bop = 100 (as defined in the Balance Sheet) Contractual Amortisation = O/S Bop / Time to Maturity Defaulted Time Distribution given by Chart 3 Defaulted Amount = Default Time Distribution * O/S Bop Actual Amortisation=(O/S Bop – Defaulted Amount) / Time To Maturity Recoveries = Recovery Rate * Defaulted Amount Net losses = Defaulted amount – recoveries Interest on the Assets = (O/S Bop – Defaulted Amount) / Coupon/2 (/2: because it’s semi-annual) O/S eop = O/S Bop – Defaulted Amount – Actual Amortisation O/S Bop = O/S eop 2). Liability O/S A Bop = the nominal value of the A notes (i.e. 90) O/S B Bop = the nominal value of the B notes (i.e. 10) O/S Total Bop = O/S A Bop + O/S B Bop Interest A Due = O/S A Bop * coupon c (A) /2 Interest B Due = O/S B Bop * coupon c (B) /2 1) Amortisation Algorithm : There are two kinds of amortisation: “Normal” Amortisation and Early Amortisation. i). “Normal” Amortisation Princial A Due = (Contractual Amortisation + Defaulted Amount)*O/S A Bop / O/S Total Bop Princial B Due = (Contractual Amortisation + Defaulted Amount)*O/S B Bop / O/S Total Bop ii). Early Amortisation During Early Amortisation, all the cash available at the payment date, including the reserve fund, is allocated as follows: Interest A, Interest B, Principal A. When the Class A Notes are fully redeemed the cash allocation becomes: Interest B, Principal B. If (Actual Cash Received >= Interest A Due+ Interest B Due+ Principal A Due +Principal B Due) //“Early Amortisation” Cash Available = Actual Cash Received Interest A Paid = Interest A Due Interest B Paid = Interest B Due Remaining Cash 1 = Cash Available – Interest A Paid –Interest B Paid Principal A Principal B Paid = Principal A Due Paid = Principal B Due Else If the last amortization is early amortisation Cash Available = Actual Cash Received + 1 Else Cash Available = Actual Cash Received End if If Cash Available > Interest A due Interest A Paid = Interest A due Else Interest A Paid = Cash Available End if If Cash Available – Interest A Paid > Interest B due Interest B Paid = Interest B due Else Interest B Paid = Cash Available – Interest A Paid End if Remaining Cash 1 = Cash Available – Interest A Paid –Interest B Paid If Remaining Cash 1 > Principal A due Principal A Paid = Principal A due Else Principal A Paid = Remaining Cash 1 End if Principal B Paid = Remaining Cash 1 - Principal A Paid End if Remaining Cash 2 = Remaining Cash 1 – Principal A Paid – Principal B Paid Total Amount Received by A = Interest A Paid + Principal A Paid Total Amount Received by B = Interest B Paid + Principal B Paid 2) Net Present Value Algorithm Helpfully, this formula has already been implemented in Microsoft Excel as : NPV(Coupon Rate, Total Amount Received by A from the beginning to the maturity) 3) Loss Rate Loss Rate A = (the nominal value of the A Notes – NPV A) / the nominal value of the A Notes Loss Rate B = (the nominal value of the B Notes – NPV B) / the nominal value of the B Notes The loss in each scenario is then weighted by the probability of occurrence of that scenario, determined according to the Lognormal distribution. This allows us to calculate the expected loss on each Class of Note. Cumulative default rate Lj 0.10% 2.30% 4.60% 4.70% 4.80% 4.90% 5.00% 8.80% 8.90% 9.00% 9.10% 9.20% 11.10% 11.20% 11.30% 11.40% 15.00% 16.00% 19.50% Probability Scenario Pj Loss A Notes(%) 0.00000% 0.00000% 0.00138% 0.00000% 0.12762% 0.00000% 0.14076% 0.00000% 0.15454% 0.00000% 0.16894% 0.00000% 0.18392% 0.00000% 0.77861% 0.00000% 0.78670% 0.08436% 0.79421% 0.22656% 0.80115% 0.36877% 0.80753% 0.51097% 0.83172% 2.70231% 0.82871% 3.35703% 0.82535% 3.51687% 0.82167% 3.67670% 0.57215% 9.43079% 0.49349% 11.02915% 0.27016% 16.62340% Loss B Notes(%) 0.00000% 0.00000% 5.73835% 6.78206% 8.02170% 9.21612% 10.41054% 55.61998% 56.09986% 56.09348% 56.08711% 56.08073% 61.02259% 66.11178% 66.11178% 66.11178% 66.11178% 66.11178% 66.11178% Table 1 the Loss Rate of the Lognormal Method computation Table 1 summarizes the result of the Lognormal Method computation. Only a few scenarios among the ones that were computed are depicted in the table below. We pick up some important turning point like as long as the cumulative default rate does not exceed 8.8%, there is no loss on the A Notes. And as long as the cumulative default rate does not exceed 4.6%, there is no loss on the B Notes. And as long as the cumulative default rate exceeds 11.1%, the loss on the B Notes remains constant at 66.11178%. The total expected loss of each Class of Notes would be calculated as follows: Expected Loss (A Notes) = Expected Loss (B Notes) = 4) Average Life Total Principal Weight A = Sum ( Principal A Paid from the beginning to the maturity) Total Principal Weight B = Sum ( Principal B Paid from the beginning to the maturity) Time Principal Weight A = Principal A Paid * time / the nominal value of the A Notes (i.e. 90) Time Principal Weight B = Principal B Paid * time / the nominal value of the B Notes (i.e. 10) If the A Notes are not fully amortised after the legal maturity // we consider that the non-amortised amount is amortised at the legal maturity date Time Principal Weight A at Maturity = (Principal A paid + the nominal value of the A Notes – Total Principal Weight A ) * maturity / the nominal value of the A Notes If the B Notes are not fully amortised after the legal maturity // we consider that the non-amortised amount is amortised at the legal maturity date Time Principal Weight B at Maturity = (Principal B paid + the nominal value of the B Notes – Total Principal Weight B ) * maturity / the nominal value of the B Notes Average Life A = sum (Time Principal Weight A from the beginning to the maturity) Average Life B = sum (Time Principal Weight B from the beginning to the maturity) The expected average life of each Class of Notes is calculated in a classical way including the fact that if the Notes are fully amortised after the legal maturity, we consider that the non-amortised amount is amortised at the legal maturity date. And the expected average life equals 3.71 years Cumulative default rate Lj 0.10% 2.30% 4.60% 4.70% 4.80% Probability Scenario Pj Loss A Loss B Notes(%) Notes(%) 0.00000% 3.75 3.75 0.00138% 3.70 3.70 0.12762% 3.45 5.64 0.14076% 3.45 5.64 0.15454% 3.41 6.03 4.90% 5.00% 8.80% 8.90% 9.00% 9.10% 9.20% 11.10% 11.20% 11.30% 11.40% 15.00% 16.00% 19.50% 0.16894% 0.18392% 0.77861% 0.78670% 0.79421% 0.80115% 0.80753% 0.83172% 0.82871% 0.82535% 0.82167% 0.57215% 0.49349% 0.27016% 3.41 3.41 3.58 3.59 3.59 3.59 3.60 3.63 3.66 3.67 3.67 3.88 3.94 4.14 6.04 6.04 6.05 6.05 6.05 6.05 6.05 6.50 7.00 7.00 7.00 7.00 7.00 7.00 Table 2 the Result of Average Life of Notes A and B Cash Flow Allocation (Cumulative Default = 5%) 1 2 3 4 5 6 7 8 …… 14 P1 P2 P3 P4 P5 P6 P7 P8 … … P14 Asset O/S Bop Contractual Amortisation Default Time Distribution Defaulted Amount Actual Amortisation Recoveries Net Losses Interest on the Assets Actual Cash Received O/S eop Liability O/S A Bop 100 92.63 85.27 77.71 70.19 62.49 54.88 47.58 6.50 6.80 …… …… 7.14 7.13 7.11 7.06 7.02 6.94 6.86 5% 5% 10% 10% 15% 15% 10% 10% …… 2.5% 0.25 7.13 0.25 7.11 0.50 7.06 0.50 7.02 0.75 6.94 0.75 6.86 0.50 6.80 0.50 6.73 …… …… 0.13 6.37 0.10 0.10 0.20 0.20 0.30 0.30 0.20 0.20 0.05 0.30 2.70 0.45 2.43 0.45 2.16 0.30 1.90 0.30 1.65 …… …… …… 0.15 3.49 0.15 3.23 0.30 2.97 10.47 10.19 9.73 9.42 8.92 8.57 8.40 8.07 …… 6.52 92.63 85.27 77.71 70.19 62.49 54.88 47.58 40.36 0.00 83.35 76.71 68.15 60.69 53.54 46.56 39.58 …… …… …… …… 90.00 6.50 0.08 0.22 0.00 O/S B Bop O/S Total Bop 10.00 9.26 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 8.52 100.00 92.61 85.23 76.67 69.21 62.06 55.09 48.10 Interest A Due Interest B Due 2.25 0.30 2.08 0.28 1.92 0.26 1.70 0.26 1.52 0.26 1.34 0.26 1.16 0.26 0.99 0.26 Principal A Due if Normal Amortisation Principal B Due if Normal Amortisation 6.65 6.64 6.85 6.72 6.81 6.64 6.22 0.74 0.74 0.76 0.84 0.96 1.06 1.14 Test Amortisation: Normal 1/early 0 Cash Available Interest A Paid Interest B Paid Remaining Cash 1 Principal A Paid Principal B Paid Remaining Cash 2 Total Amount Received by A Total Amount Received by B NPV A NPV B Loss Rate A Loss Rate B Total Principal Weight A Total Principal Weight B Time Principal Weight A Average Life A Time Principal Weight B Average Life B 7.86 6.00 …… …… …… …… …… …… …… 1.29 …… 6.62 …… …… 0.00 1.00 1.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 10.47 2.25 10.19 2.08 10.73 1.92 9.42 1.70 8.92 1.52 8.57 1.34 8.40 1.16 8.07 0.99 0.30 7.92 0.28 7.83 0.26 8.56 0.26 7.46 0.26 7.15 0.26 6.98 0.26 6.98 0.26 6.83 6.65 0.74 6.64 0.74 8.56 0.00 7.46 0.00 7.15 0.00 6.98 0.00 6.98 0.00 6.83 0.00 0.52 0.45 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 8.90 8.72 10.48 9.17 8.67 8.32 8.15 1.04 1.02 0.26 0.26 0.26 0.26 0.26 7.82 0.26 …… 6.52 90.00 8.43 …… 8.96 0.00% 10.41% 0.14 0.17 0.20 0.23 0.27 0.07 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 6.04 Table 3. Cash Flow Allocation (Cumulative Default = 5%) 0.24 6.29 0.00 6.29 0.00 0.00 0.30 …… 0.00 0.00 …… …… 5.50 3.38 0.04 0.00 6.52 0.00 90.00 0.07 0.00 0.24 …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… 0.04 7.86 4. MBS Dans l’exemple précédent, l’actif de la structure de l’ABS n’est pas précisé. Dans certain cas, celui-ci est constitué d’un pool de crédits immobiliers (MBS). 4.1 Amortissement principal et intérêts constants. L’amortissement pour un prêt immobilier se fait souvent en principal plus intérêts constants. Cette méthode permet de rembourser en majorité les intérêts au début du prêt et en majorité le principal vers fin du prêt. Pour un prêt de principal A au taux r constant, de maturité M en années et dont les paiements s’effectuent tous les N mois, l’amortissement constant X vérifie la relation : NM ∑ A= X r i i = 1 1+ N On en déduit que r N A − NM X= r 1− 1+ N Dans le cadre d’une analyse théorique approfondie par des modèles continus, l’expression de X est donnée par l’équation A X= ∫ T 0 e − rt dt 4.2 Model de prépaiement S’il s’agissait de modéliser le comportement d’un unique détenteur de crédit immobilier, la tâche serait bien difficile car celui-ci est « irrationnel ». Cependant, lorsqu une centaine de milliers de prêts sont réunis, il en résulte que la moyenne des prépaiements devient « rationnelle ». Selon les facteurs prépondérants choisis lors de la modélisation, on distingue deux grandes classes des modèles de prépaiement. Les modèles déterministes et les modèles aléatoires. 4.2.1 Le model PSA (Public Securities Association Model) Reprenons l’exemple cité au paragraphe 4.1. Considérons la variable SMM (single Monthly Mortality). Posons SMM = Scheduled _ balance − Actual _ balance Scheduled _ balance En supposant que le montant prépayé à chaque échéance est proportionnel à la SMM on obtient que Actual _ balance = Scheduled _ balance(1 − SMM ) 12 N où N est le nombre de mois entre deux remboursements du prêt. Considérons à présent la variable CPR ( Conditional Prepayment Rate). 12 CPR = 1 − (1 − SMM ) N Des données empiriques faites sur de nombreux panels de MBS montrent que cette variable est grosso modo croissante dans la partie initiale du remboursement et reste constante dans la suite. Un exemple est donné dans le schéma ci-dessous (source Tome 2 Wilmott). 4.2.2 Model aléatoire Le model précédent un a modèle simpliste et facile à implémenter qui ne tient compte que de la tendance générale des prépaiements. En réalité, c’est un peu plus compliqué car nous ne l’avons pas encore signalé mais une des causes principales du prépaiement c’est le refinancement. Donc, il existe une corrélation assez forte entre taux intérêts et prépaiements. Une façon simple de rendre compte de cette corrélation serait de poser CPR = a (t ) f (r ) où t est le temps et r le taux d’intérêt variable du marché. La fonction a(.) pourrait alors être modélisée comme dans le modèle précédent et f(.) par une fonction croissante des taux d’intérêts. 5. Monte-carlo Dans la première partie de ce rapport, nous avons vu comment on peut valoriser les tranches d’un ABS (NPV et Expected Loss) par une méthode basée sur des scénarios pondérés par leur probabilité de réalisation. 5.1 Cas du prépaiement déterministe La principale variable aléatoire qui nous intéresse dans ce cas c’est le défaut cumulé sur la durée du prêt qui suit une loi lognormale. La méthode par scénarios est peu efficace surtout lorsqu’il s’agit d’une loi donc le support est très étroit. En prenant des valeurs de façon uniforme pour cette variable, la majorité des calculs sont inutiles car leur probabilité est quasi nulle. Ainsi, leur contribution au résultat final est très faible. Une meilleure approche consiste à faire du monte-carlo. C’est-à-dire dans le cas présent, de tirer à plusieurs reprises la valeur du défaut cumulé suivant une loi lognormale, ensuite, on calcule la quantité qui nous intéresse grâce aux cash-flows généré pour cette valeur, et afin on fait la moyenne empirique. 5.2 Cas du prépaiement aléatoire Dans ce cas également, la méthode de monte-carlo s’applique. Il suffit pour cela de pourvoir modéliser la courbe des taux d’intérêt du marché par un modèle de Vasiseck par exemple. Ensuite, comme dans le cas précédent, on fait des moyennes empiriques sur plusieurs trajectoires (path-dependent method). 6. Cas d’étude On se place dans le cas suivant : 6.1 Les taux d’intérêt Les taux d’intérêt sans risque sont supposés constants pendant toute la durée du prêt. Cette hypothèse serait réaliste dans cas où les taux subiraient de très faibles variations. La corrélation entre prépaiements et taux d’intérêts serait encore plus faible. On aurait alors CRP = K .a (t ) La valeur du taux d’intérêt risque neutre est de 4% et celle du taux d’emprunt de 5% soit un spread à l’emprunt de 1%. 6.2 Tranches La structure de l' ABS considérée est constituée des deux tranches. Une tranche senior de 95% du principal et une tranche equity de 5%. Les taux intérêts sur chacune de ces tranches sont respectivement de 4,4% et de 4,6%. Voir détails ci-dessous. Assets Liabilities 100 95 Receivables Class A Notes C= M= SIGMA= Recovery Rate= Maturity= 5,00% 1,00% 70,00% 40,00% 10 years 1 Reserve Fund c= 4,40% 5 Class B Notes c= 4,60% 1 Subordinated Loan 6.3 Défaut Comme nous l’avons déjà souligné, le défaut cumulé suit une loi lognormale de moyenne 1% et de d’écart type de 0,7%. 6.4 Recouvrement En cas de défaut sur une partie du principal, le taux de recouvrement sera de 40%. Résultats Sous les hypothèses précédentes, on obtient les résultats suivants : m sigma Number of years= Divisions -885,38% 291,50% 10 = Iterations 1 1000 Monte-Carlo NPV A NPV B AVERAGE LIFE A 94,4251 4,9268 5,9078 AVERAGE LIFE B LOSS A LOSS B 6,0609 0,4259% 1,4633% 7.1 Les paramètres Les variables m et sigma sont respectivement la moyenne et l’écart type de la variable aléatoire de loi normale associé à la lormornale du modèle. La variable Divisions correspond au nombre de remboursement annuel. La variable Iterations correspond au nombre d’itérations de monte-carlo. 7.2 Interprétation du résultat La NPV A ou la net present value est un estimateur de la valeur réel de la tranche senior. Elle subit une perte Loss A de 0,43%. La Average life A est une estimation la duré moyenne de remboursement du principal. Ces valeurs permettent grâce à la table « Moody’s Idealized Cumutative Expected Loss Rates » procurée par Moody’s d’attribuer une note aux tranches. Dans le cas présent on a une note de A3 pour la tranche senior et de Baa3 pour la tranche equity. La notation pourrait donc également être automatisée. 7.3 Avec prépaiement linéaire Les résultats précédents ont été obtenus sans prépaiement. Si nous incluons les prépaiements sous la forme Determistic Prepaiment Number of years = Year 1 Year 2 Year 3 Year 4 Year 5 Year 6 Year 7 Year 8 Year 9 Year 10 10 0% 4% 6% 6% 6% 6% 6% 6% 6% 6% On obtient les résultats suivants m sigma Number of years= Divisions Iterations -885,38% 291,50% 10 = 1 1000 Monte-Carlo NPV A NPV B AVERAGE LIFE A 94,7579 4,8824 4,8154 AVERAGE LIFE B LOSS A LOSS B 9,0867 0,2548% 2,3530% La note de la classe senior passe de A3 à A2 et celle de la classe equity reste inchangée à Baa3. 7.Analyse des sensibilités 8.1 Mensualités Regardons la sensibilité par rapport aux mensualités. On constate que la expected loss des deux tranches ne varient par avec les mensualités dans le cas sans prépaiements et que celle de la tranche senior varie légèrement lorsqu’on introduit les prépaiements (lambda grand). 8.2 Moyenne et volatilité Observons à présent l’influence du rapport sigma/mean sur la expected loss des tranches. On observe un décollage des pertes de la tranche equity à partir de la valeur de 35% prise par le rapport sigma/mean. Cette augmentation est linéaire dans le cas avec prépaiement et plutôt irrégulière dans le cas sans prépaiement mais sur une tendance linéaire. La tranche senior quant à elle varie très peu et surtout pour des valeurs très grandes. 8.3 Prépaiements Analysons la sensibilité de la expected loss par rapport lambda fois le prépaiement linéaire introduit précédemment. On obtient Le graphe ci-dessus représente la différence entre les pertes sur la part equity et celles sur la part senior. Contrairement à ce qu’on pourrait croire, dans certain cas, c’est la art equity qui tire le plus profit des prépaiements. Ceci se traduit par la zone décroissante du graphe pour des valeurs grandes de lambda (Loss B –Loss A décroissante entraîne LossB décroissante et Loss A croissantes). Les courbes rose et bleue sont décroissantes à partir de lambda=30 et atteignent 0 à lambda=50. Elles correspondent respectivement aux rapports sigma/mean égale à 30% et 10%. C’est dont pour des valeurs faibles de la volatilité qu’on obtient ce résultat. 9. conclusion Ce travail nous a permis d’une part de mieux comprendre le fonctionnement des ABS et de impact des clauses contractuelles d’amortissement sur le risque et la rentabilité de chacune des tranches. En effet, on voit que l’un des rôles de la tranche equity c’est de valoriser la note de la tranche senior en amortissant les premières pertes. D’autre part, l’analyse des sensibilités nous a permis de comprendre que : - la tranche equity est très sensible au risque ce qui n’est pas trop le cas pour la tranche senior. En effet, les pertes sur la tranche equity augmente considérablement avec le risque. - Ce risque couplé aux prépaiements tendent à valoriser la part equity au détriment de la part senior alors qu’on pourrait s’attendre au contraire car le part equity à un taux d’intérêt supérieur à celui de la part senior.