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Je reprends ici un commentaire que j'ai longtemps entendu dans mon expérience d'actuaire dans une vie antérieure (et qu'on peut lire - entre les lignes le plus souvent - dans certaines réactions de risk managers). Les quantiles sont la base des mesures de risques, en particulier via la VaR en finance, mais quand j'étais actuaire, on calculait des 90/10 pour désigner des quantiles à 90% des pertes. Donc tout ça n'est pas spécialement nouveau. Je rappelle que la fonction quantile est simplement  oùLes quantiles sont calculés par type de risque (en gestion des risques), et forcément à la fin, on souhaite un quantile de la somme des risques, et il a longtemps été coutume de prendre la somme des quantiles. Je vais donc discuter un peu le résultat suivant,L'égalité n'est pas vraie dans le cas indépendantSuite à une espère de déformation professionnelle (à cause de la variance), beaucoup de monde pense quemais ce résultat est faux.... Un exemple est d'ailleurs donné ci-dessous dans le cas de variables exponentielles.L'égalité est vraie dans le cas comonotone...En fait, le résultat précédant est vrai dans le cas comonotone. La comonotonie correspond au cas de dépendance parfaite positive, de corrélation maximale (si la corrélation existe), i.e.  avec  une fonction strictement croissante. Alors... mais ce n'est pas un "worst case"Seconde bizarrerie, la comonotonie n'est pas le pire des cas. La comonotonie est souvent envisagée comme un worst case scenario mais il n'en est rien (cette idée se retrouve dans les QIS 3 par exemple, ici).Formellement, si  (la classe de Fréchet), alorsetEn passant en dimension 2 (cas où la borne inférieure est effectivement une vraie fonction de répartition), si  et   désignent respectivement des version anticomonotone et comonotone de , alors on peut se demander, en considérant une mesure de risque quelconque  siEn fait, Andre Tchen a montré en 1980 un résultat qui montre que la comonotonie est effectivement un worst case, mais seulement dans certains cas très limités.Si  est une fonction supermodulaire, i.e.pour tout  et . Alors dans ce cas, pour tout ,(la preuve se trouve ici). Je renvoie aux papiers de Michel Denuit, de Jan Dhaene ou de Marc Goovarts (ici ou là) pour des applications en tarification sur deux têtes, par exemple, ou sur les primes stop-loss en réassuranceBorner (numériquement) le quantile d'une sommeCommençons par un exemple, avec deux lois exponentielles, car c'est le plus simple, et surtout on peut calculer explicitement les bornes (dans le cas général, on se contentera de méthode numérique comme l'avait fait Khalil ici).Si  et , où, pour être plus précis,l'encadrementest valide pour tout  quelle que soit la structure de dépendance entre  et , oùAussi, en prenant les inverses (car ces fonctions sont strictement croissante), on obtient une inégalité en terme de quantile, ou de Value-at-Risk,pour tout .Rappelons que dans le cas de variables indépendantes  alors que dans le cas comonotone . La figure ci-dessous montre les valeurs possible pour  la fonction de répartition de la somme, avec le cas indépendant en bleu, et le cas comotonone en rouge.On peut aussi visualiser les valeurs possibles pour les quantiles de la somme. Dans un cas général, Ce problème a été traité par Makarov en 1981, et par Frank, Nelsen et Schweizer en 1997 (ici), tout en restant en dimension 2. En fait, ils ont travaillé sur les bornes de la fonction de répartition d'une somme mais c'est pareil, comme on l'a vu juste auparavant. Ils ont montré le résultat suivant: si  alors pour tout où  désigne la copule anticomonotone (qui est une copule en dimension 2),en posant , etOn peut retrouver des résultats plus fin en creusant dans la direction de l'arithmetic probability, par exemple avec la thèse de Williamson (ici, cette thèse est remarquable, et trop peu citée, malheureusement). Je ne parle que de la dimension 2, l'extension en dimension supérieure est délicate (je renvoie aux travaux de Paul Embrechts sur le sujet, ici ou là, par exemple).