CC BY
25
14. Шевченко А.1. Мошторинг транспортно! ш-фраструктури у забезпеченнi економiчно! безпеки Ук-ра!ни. / А.1. Шевченко. — Вiсник економiчно! науки Укра!ни. — 2016. — № 1 (30). — С. 158—166.
15. Качинський А.Б. 1ндикатори нацюнально! безпеки: визначення та застосування !х граничних зна-чень: моногр. / А.Б. Качинський. — К. : Н1СД, 2013.
— 104 с.
16. ХаразшвЫ Ю.М. Адаптивний тдхщ до визначення стратегiчних орieнтирiв економiчно! безпеки Укра!ни // Ю.М. ХаразшвМ, 6.В. Дронь // — Еконо-мiка Укра!ни. — 2014. — № 5 (630). — С. 28—45.
17. Тернер Д. Вероятность, статистика и исследование операций / Д. Тернер. — М. : Статистика, 1976.
— 432 с.
18. ХаразшвМ Ю.М. Проблеми штегрального оцшювання рiвня економiчно! безпеки держави / Ю.М. ХаразшвМ, 6.В. Дронь // Банивська справа. — 2015. — № 1 (133). — С. 3—21.
19. Качинський А.Б. Засади системного aHani3y безпеки складних систем. — К. : ДП "НВЦ "бвроат-лантиинформ", 2006. — 336 с.
20. Шевченко А.1. Дiaгностикa piBM економiчно! безпеки кра!ни у гaлузi зaлiзничного транспорту (в ро-3pi3i економiчно! функцюнально! складово!). / А.1. Шевченко. — Економiчний вiсник Донбасу. Науковий журнал № 2 (44). — 2016. — С. 41—49.
21. Shevchenko A. Identification of the economic security technological component of Ukraine in the field of railway transport / А. Shevchenko — Economic Herald of the Donbas. Quarterly Scientific Journal № 4 (46). — 2016. — Р. 154—160.
22. Розпорядження Кабшету Мшс^в Укра!ни вщ 25 листопада 2015р. № 1228-р «Про Нацюнальний план дш з енергоефективноси на перюд до 2020 року». [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://zakon0.rada.gov.ua/laws/show/1228-2015-%D1%80.
В. Ф. Столяров
академж АЕН Украши,
Д. М. Артеменко
ТОВ «1нвестицшно-правова група», м. Кшв
УДОСКОНАЛЕННЯ МЕТОДИКИ ВИЗНАЧЕННЯ РИНКОВО1 ВАРТОСТ1 КОМЕРЦ1ЙНОГО БАНКУ НА ОСНОВ1 ПОР1ВНЯЛЬНОГО П1ДХОДУ В РАМКАХ МЕТОДУ РИНКУ КАП1ТАЛУ
Актуальнiсть теми. Порiвняльний, або ринковий, пiдхiд мае суттeвi передумови для значного поши-рення у практищ оцiнки вартостi комерцшних банкiв, осильки його використання не тшьки вщбивае дiю за-кошв ринково! економiки, але й не потребуе складних розрахунив. Звичайно, для цього мають iснувати певнi умови, й, перш за все, розвинений ринок цшних па-перiв i високоякiсне iнформацiйне забезпечення опе-рацiй на ньому. У такому випадку, теоретично справ-жня ринкова вартють банку на певний момент часу не може суттево вiдрiзнятися вщ вартостi групи подiбних банкiв. При цьому, всередиш групи вартiсть банив за-лежатиме вiд значень певних об'ективних параметрiв, що !м уетм притаманнi: активiв, капiталу, прибутку та ш.
Однак методологiчнi засади ощнки вартостi бан-кiв на основi порiвняльного пiдходу в умовах нерозви-неного фiнансового ринку залишаються одним iз най-менше теоретично висвгглених i практично вирiшених питань.
Характеристика проблеми та стан П розв'язання. В
монографiях зарубiжних i вiтчизняних вчених еконо-мiстiв пiдкреслюeться значущiсть показника вартостi банку i видшяються рiзнi специфiчнi особливостi оцiнки банивського бiзнесу. Усi без винятку автори пщкреслюють, що оцiнка вартостi комерцiйного банку е ушкальним напрямком оцiнки бiзнесу, багато в чому мае вщмшш особливостi i е складною в практичному використанш. При цьому в зарубгжнш лiтературi акцент робиться на важливоси оцiнки на основi влас-ного капiталу банку, високо! регульованостi банив-
ського сектору, особливо! ролi заборгованостi банив, здатностi банив створювати доходи на сторонi зобо-в'язань, особливостi банкiвського облiку i концентраций рiзних ризикiв (процентного та кредитного).
Взагалi фiнансовiй ощнщ ц1л1сних майнових комплекетв та б!знесу в банкiвськiй сферi присвятили науков! працi ряд таких в1тчизняних вчених та практиков: В. Кочетков, Ю. Камарицький, А. бтфанов, С. Леонов, Й. Хабер, I. Галин, О. Дратковський, Ю. Дехтяренко, Н. Жиленко, I. 1ванова, В. Ларцев, Н. Лебщь, Я. Маркус, О. Мендрул, С. Овець, С. Скри-нько, О. Пузенко, Ф. Пузш, А. ч1рк1н, а також зару-61жних — А. Дамодаран, В. Грибовський, А. Грязнова,
A. Грегор^ Ф. Еванс, Ю. Козир, В. Михайлець, О. Стоянова, Т. Харрюон, М. Федотова, С. Валдайцев,
B. бсшов.
Ураховуючи значний !х внесок у формування на-уково-методичного забезпечення фшансово! оц1нки майна та майнових прав, варто зауважити про недо-статшсть розкриття прикладних питань конкретно! ощнки ринково! вартосп комерцiйного банку на основ! пор1вняльного тдходу, особливо в умовах еконо-м1чно! кризи, коли учасники фiнансового ринку най-бшьшою м1рою схильн1 до девiантно! поведiнки.
Постановка завдання i мета статтi. В основу по-р1вняльного п1дходу оц1нки ц1л1сних майнових ком-плекав покладений принцип, згщно з яким визнача-еться, що не юнуе абсолютно iндивiдуальних об'екив оц1нки, i для кожного з них завжди можна знайти аналоги. В рамках даного тдходу застосовуеться процедура зютавлення фактичних продажiв аналогiчних
об'екпв, на основi чого за допомогою специфiчних ш-дексiв розраховуеться вартють дослiджуваного об'екта ощнки.
1ншими словами, покупець нiколи не придбае об'ект, якщо його вартiсть перевищуе витрати на при-дбання на ринку подiбного об'екта, що мае таку ж ко-риснiсть.
Порiвняльний пiдхiд, до оцiнки цiлiсних майно-вих комплексiв, незважаючи на нерозвинешсть ощн-но! iнфраструктури, широко застосовуеться на прак-тицi завдяки наступним причинам [6, с. 133].
1. Ощнка в рамках методу ринку катталу проводиться з меншою юльюстю явних передумов та значно швидше нiж за допомогою методу дисконтування гро-шових поток1в.
2. Порiвняльну оцiнку простiше зрозумiти та подати ктентам i замовникам.
3. Порiвняльна оцiнка вiдображае поточний стан ринку, осюльки цей пщхщ вiдображае вiдносну, а не внутршню вартiсть.
Але, необхiдно, враховувати також той факт, що порiвняльний пщхщ вщображае настрiй ринку, а це означае, що використання пор!вняльно! ощнки для визначення вартостi активу може призвести до результата, як! е дуже високими, коли ринок переощнюе подiбнi пiдприемства, або дуже низькими, коли ринок !х недоощнюе.
Основними методами порiвняльного (ринкового) пщходу до оцiнки цiлiсних майнових комплекав е ме-тоди:
■ галузевих коефiцiентiв;
■ ринку капiталу;
■ ринкових угод.
Сутшсть методу ринкових угод i методу галузевих коефщенпв полягае в тому, що на базi аналiзу практики продажiв бiзнесу в тiй чи шшш галузi виводиться певна залежнiсть м!ж цiною продажу та результатив-ним показником. Але, враховуючи рiдкiсть продажу контрольних пакепв вiтчизняних банк!в та закритють шформащ! про цiни конкретних угод, щ два методи мають суттевi обмеження у застосуваннi.
В зв'язку з цим, зосередимо увагу на методi ринку капiталу, який базуеться на ринкових курсах акцш (мь норитарних пакетах акцш) подiбних компанiй. Як правило, даний метод використовуеться при ощнщ вартосп фiрм, акц!1 яких не беруть учасп в операцiях на фондовому ринку, тому його зазвичай називають пщходом компанп-аналога, осюльки вш дозволяе ви-значити вартють акцiй, виходячи з реальних щн угод под!бних (зiставних) компанш [7, с. 41].
Практика застосування цього пщходу передбачае таку послщовшсть етатв та виконання стандартних процедур:
■ одержання фшансово! звггаосп об'екта ощнки та об'екпв аналопв за репрезентативний перюд (як правило, тривалють перiоду, що аналiзуеться, складае вщ 1 до 3 рок!в);
■ трансформащя i нормалiзацiя фшансово! звгг-носп компан!!, що оцiнюеться, та 11 аналiз (нормаль зацiя звггаосп проводиться з метою визначення дохо-д!в та витрат компанп, характерних для нормального функщонуючого б!знесу; мета цих процедур — виклю-чення ветх випадкових фактор!в при анал!з! б!знесу для б!льш коректного зютавлення з компашями-анало-гами);
■ визначення того, яю показники фшансово! бази найбшьшою м1рою пщходять для компанп, що ощнюеться, з урахуванням !х впливу на формування ринково! вартосп [9, с. 466];
■ анал1з угод куткт-продажу (максимально на-ближених до дати ощнки) мшоритарних пакепв акцш комерцшних банюв на фондовому ринку та виб1р об'екпв аналопв (кшьюсть аналопв повинна бути не меншою за кшьюсть фшансових показниюв);
■ складаеться масив розм1ром mxn, де m — кшьюсть стовбщв (розмщеш фшансов! показники i щни угод), а n — кшьюсть строк (розмщеш банки-аналоги);
■ за допомогою вбудовано! функщ! Microsoft Excel розраховуються коефщенти регресшно! модел! з подальшою перев1ркою на мультиколшеаршсть за методом Фаррара-Глобера;
■ для визначення вартоси акцш ощнюваного банку з його показниками фшансово! бази щ показники пщставляються до отриманого регресшного р1в-няння та визначаеться вартють.
Пдсумкова величина вартоси акцп коригуеться
на:
- урахування вартосп прав контролю шляхом застосування контрольно! надбавки;
- наявтсть надлишкових актив1в (активи яю не приймають учасп у формуванш операцшного при-бутку),
- необхщшсть здшснення можливо! докаттал!-
зацп.
Якщо метою ощнки було визначення вартосп всього акщонерного катталу, то просте множення отримано! вартосп одше! акщ! i юлькосп акцш не призведе до отримання справедливо! вартоси пщпри-емства в целому. Це пов'язано з тим, що акщ! мають р!зш властивоси, а, отже, i вартють в залежносп вщ !х юлькосп. Тому внесення поправок пов'язано з1 збшь-шенням вартосп акцш при переход! вщ вартосп одше! акц!! до вартост! вс!х акцш пщприемства.
Можлива i зворотна процедура при рус! вщ вартост! 100% контролю до вартост! меншо! частки в щд-приемствь Вона передбачае використання знижки за вщсутшсть контролю.
Коригування вартост! пакету акцш на величину питомо! ваги юлькосп акц1й, що оц1нюються, в структур! акщонерного катталу проводиться у вщповщно-сп з положеннями Наказу ФДМ Укра!ни 23.01.2004 р. № 105:
Po3Mip пакета акц1й, що oui- Po3Mip коеф1ц1ента власти-
нюегься востей
до 25 в1дсотк1в в1д статут-
ного катталу включно 0,7
вщ 25 в1дсотк1в до 50 вщ-
сотк1в в1д статутного кат-
талу включно 0,8
вщ 50 вщсотюв до 75 вщ-
сотк1в вщ статутного кат-
талу 0,9
75 вщсоткш статутного ка-
пталу i бшьше 1
Отже коефщент коригування мшоритарного пакета акц1й (до 25%) до контрольного (понад 75%) ста-новитиме ~1,43.
Наявн1сть надлишкових актив1в зб1льшуе варт1сть п1дприемства (в раз! якщо так! активи можливо про-дати). Найбшьш типовими для банювського сектора е
швестицшна нерухомють та об'екти сощального приз-начення. Необхiдно враховувати, що в рядi випадюв утримання об'екив соцiального призначення (житло-вих будинюв, дитячих i медичних установ i т.п.) змен-шуе вартiсть пщприемства тому, що фiнансування '1х вщбуваеться за рахунок доходу. Причому реалiзацiя таких об'ектiв практично неможлива, крiм випадку пе-редачi 1х мiсцевим органам влади.
Якщо в процес фiнансового аналiзу вiдповiдних показниюв оцiнюваного банку виявлено недостатнiсть катталу, то отримана величина виступае у виглядi знижки.
Метою статт е обГрунтування етапiв та апробацiя методiв i процедур визначення ринково'1 вартостi ко-мерцiйного банку на основi порiвняльного пiдходу.
Виклад основного матерiалу дослщження. Детально зупинимось на кожному з етатв здiйснення пор!вня-льного щдходу з використанням методу ринку катта-лiв.
Аналiз та нормальзацЯ фшансово'г тформацн. Фь нансова iнформацiя насамперед представлена офщш-ною бухгалтерською i фiнансовою звiтнiстю, а також додатковими ведомостями, перелiк яких визначаеться безпосередньо ощнювачем залежно вiд конкретних умов ощнки. Додаткова iнформацiя дае змогу знайти ступiнь подiбностi аналогiв з ощнюваною компанiею.
На 11 основi оцiнювач може: провести необхiднi коректування, що усувають розходження у фшансових i виробничих параметрах, методах ведення обл^ i складання звiтностi; виявити надлишок або недолiк регулятивного катталу, наявшсть не функцiонуючих активiв; внести виправлення на екстраординарш поди i т. д .
Крiм того, фiнансова звiтнiсть повинна бути з!6-рана не тальки по ощнюванш компанп, але й по аналогах.
Визначення показниюв фтансово'г бази (Чдентифi-кацш модель). На наступному етат ощнки, вщбираючи набiр параметрiв, на основi яких можна порiвнювати потенцiйну ринкову вартють банку iз ринковою вартЬ стю банкiв-аналогiв, слiд, на нашу думку, виходити iз мiркувань уявлення iнвесторiв щодо складових варто-стi банку.
В фахових виданнях, з питань ощнки ринково'1 вартосп комерцшного банку рекомендована значна юльюсть рiзноманiтних мультиплiкаторiв, що пропо-нуються для використання при застосуванш ринко-вого (порiвняльного) пiдходу. Зокрема, О.А. Слободя-ник вважае, що доцшьно видшити у якосп основних фiнансових показниюв, яю можуть ефективно вико-ристовуватися при ощнщ банюв в Укра'1ш: балансову величину власного капiталу банку та чистий прибуток за останнш звггний рiк [11].
A.О. бтфанов та С.В. Леонов виокремлюють так! показники: валовий дохщ, прибуток до оподатку-вання, чистий прибуток, балансова вартють власного капiталу [7, с. 42].
B.М. Кочетков та Ю.С. Камарицький пропону-ють використовувати наступнi фактори: прибуток, грошовий потж, дивiденди, балансову вартють акти-в!в, чисту вартють активiв[6, с. 125].
Отже, з урахуванням пропозицш вгтчизняних ав-тор1в дослiджень застосування пор!вняльного щдходу для ощнки вартосп комерцiйного банку, пропонуемо використовувати таю показники фшансово-господар-сько'1 д!яльносп банку: балансову величину власного
катталу банку, чистий прибуток за останнш звгтний рш, балансову вартють активiв.
Застосування в процедурах ощнки показника — грошовий потж -ускладнюеться з огляду на невщповь днють фактичного корисного термiну служби основних фонд1в пiдприемства перiоду амортизацп, прий-нятому у фiнансовому обл1ку та вщмшностями у юль-юсних i яюсних характеристиках iнвестицiйних порт-фелiв. Використання показника — дивщенди — ускла-днене нестабiльнiстю виплат доход1в iнвесторам.
Але, на нашу думку, варто включити i додало® показники яю б1льш повно характеризували би фшан-совий стан комерцшного банку [12, с. 555] (табл. 1).
Таблиця 1
Фiнансовi показники, що дають можливгсть оцiнити
фшансовий стан банку та використовуються _для побудови регресшно? моделi_
Назва групи показник1в, що дають можливють ощнити ф1нансовий стан банку Ф1нансов1 показники
Фшансова стшюсть Адекватшсть регулятивного кап1талу (Н2)**
Балансова величина власного капталу*
Балансова вартють актив1в*
Лжвщшсть Миттева лжвщшсть (Н4)**
Дшова актившсть Кредитний портфель**
Р1вень резервування кредитив**
Ефективн1сть управ-л1ння Чистий прибуток*
* Показники запропонованЬ втчизняними вченими.
** Додаmковi показники, як запропонованi Д.М. Ар-теменком.
Виб1р об'ектгв аналоггв. Ршення питання про можливють використання закордонних компанш як аналопв для ощнки ускладнюеться наступними причинами. По-перше, важко порiвнювати обсяги реаль зацп та iншi фiнансовi-виробничi показники вгтчизня-них i закордонних компанш. По-друге, рiзнi умови го-сподарювання вiтчизняних i закордонних компанш, яю, насамперед, визначаються макроекономiчними параметрами, а також розходженнями в системi облiку господарських операцiй i результата фшансово-гос-подарсько! дiяльностi. По-трете, розмiр виправлення ризику, що притаманний кра!ш часто е суб'ективним i неадекватно враховуе постшно мiнливу ситуацiю в укра!нському полiтичному й економiчному жиги.
Отже, вищезазначеш причини впливають таким чином, що результати, отримаш по закордонних аналогах, як правило, перевищують результати розра-хунку вартостi по втизняним компанiям у кшька ра-зiв [6, с. 123].
Тобто, для побудови регресшно! моделi варто використовувати вгтчизняш об'екти-аналоги, зосереджу-ючись на максимiзащ! !х юлькоси, а також визначеннi показниюв фшансово! бази.
Фiнансовий аналiз також е важливим компонентом визначення порiвнянностi аналогiчних компанiй з оцiнюваним тдприемством. Вiдмiннi риси фшансо-вого аналiзу проявляються в наступному:
■ за його результатами ощнювач може ухвалити рiшення щодо порiвнянностi й включення тих або ш-ших фiрм у список компанiй аналогiв;
■ е основою для внесення необхщних корегу- Побудова регресшно! модел! здшснювалась на да-вань, що забезпечують потр!бну под1бшсть ощнювано! них угод кутвльпродажу вгтчизняних банк!в за шформащ! з аналогами; останш десять роив (табл. 2).
■ обГрунтовуе стутнь дов!ри оцiнювача до конкретного фшансового показника (фактора економшо-математично! моделi).
Таблиця 2
Даш угод кушвл^продажу вiтчизняних банк1в_
У перюд 2015-2016 рр.
Показники Банки аналоги
ПАТ "Райффай-зен Банк Аваль" ПАТ "Укрсо-цбанк" ПАТ АБ "Швден-ний" ПАТ "Кредобанк" ПАТ "Банк Альянс" ПАТ "1ндуст-ршлбанк" АКБ "Но-вий"
Загальна кшьюсть акц1й, шт. 61545160000 102136695000 646550000 191896946916 6477900 184741050 1500000000
Дата останньо! угоди 02.11.2016 22.09.2016 30.09.2016 29.09.2016 06.11.2015 12.08.2016 05.11.2015
Цша останньо! угоди, грн/шт. 0,13 0,0798 1,52 0,042 56,03 1,35 0,04
Вщношення ринково! вартост! до акц1онерного кап1тала 0,910 0,412 0,475 7,542 3,842 0,300 0,803
Питома вага пакета акцш, % <10 <10 <10 <10 <10 <10 <10
Балансова варт1сть акщ-онерного катталу, млрд грн 8,792048 19,771988 2,070823 1,068679 0,094461 0,831482 0,074747
Чистий прибуток, млрд грн 3,366701 -3,695625 0,070182 0,281274 0,024981 -0,018934667 0,008636
Загальн1 активи банку, млрд грн 51,673557 49,915288 20,449711 10,183062 0,212707 2,728491 2,265809
Адекватшсть регулятивного кашталу(Н2), % 23,34 39 26,28 36,29 120,5 63,9 11,88
Миттева лжвщшсть (Н4), % 57,44 76,64 98 46,79 73,27 104,55 123,56
Розм1р кредитного портфелю, млрд грн 25,716308 33,840609 13,034741 5,196804 0,109629 1,987361 0,000600546
Р1вень резервування кре-дит1в, % 50,44 38,5 9,41 1,43 15,16 9,5 0
У пер1од 2010-2012рр.
Показники Банки аналоги
ПАТ "Райффай-зен Банк Аваль" ПАТ "Укрсо-цбанк" ПАТ "В!ЕЙБ! Банк" ПАТ "БГ Банк" ПАТ "КБ" НАДРА" ПАТ"Платшу м банк" ПАТ "Хоум Кредит Банк"
Загальна к1льк1сть акц1й, шт. 30027750000 12694986000 1058215000 265000000 452927300 380567000 3073500
Дата угоди 03.03.2011 03.03.2011 03.03.2011 03.03.2011 03.03.2011 03.03.2011 03.03.2011
Ц1на останньо! угоди, грн/шт. 0,4261 0,6009 0,66 0,36 8,61 0,84 104,12
Вщношення ринково! вартост! до акщонерного каттала 1,982 1,158 2,101 0,326 0,968 0,860 0,896
Питома вага пакета акцш, % <10 <10 >80 >75 >80 >75 >75
Балансова вартють акщонерного катталу, млрд. грн 6,4544 6,589746 0,332415 0,294619 4,028916 0,372097 0,357303
Чистий прибуток, млрд. грн. 0,006144 0,007604 -0,00049736 0,0172 0,002001 0,009409 0,002864
Загальш активи банку, млрд грн 54,885508 41,745051 9,128324 1,513725 26,739232 1,630777 0,392434
Адекватшсть регулятивного кашталу(Н2), % 17,51 19,84 14,72 44,73 32,08 57,43 190,87
Миттева лжвщшсть (Н4), % 43,42 94,72 47,55 52,22 57,4 168,97 82,57
Розм1р кредитного портфелю, млрд грн 43,750191 37,165309 4,939784 0,892525 20,264031 1,042949 0,355471
Р1вень резервування кре-дит1в, % 22,64 13,04 10 1,72 1,26 9,5 42,76
Зактчення табл. 2
У перюд 2005-2007рр.
Показники Банки аналоги
ПАТ "Райффай-зен Банк Аваль" ПАТ "Укрсо-цбанк" ПАТ "Укр-сиббанк" ПАТ "1ндекс Банк" ПАТ "Пра-векс банк" ПАТ'НРБ Ук- ра- ша"(ПАТ"Сбе рбанк Роси") ПАТ "Мар-фш Банк"
Загальна кiлькiсть акц1й, шт. 14999970000 3700000000 15000000000 150000000 271235700 75573200 5000000
Дата угоди 01.08.2005 01.08.2007 01.08.2005 01.08.2005 31.12.2007 31.12.2007 31.12.2006
Цiна oeraHHboï угоди, грн/шт. 0,36 3,2 0,23 8,75 13,96 10,1 139,49
Вiдношення pmhkoboï вартосп до акщонерного кап1тала 3,111 6,152 3,623 7,046 5,392 5,821 5,202
Питома вага пакета акцш, % >80 >80 >80 >80 >80 >80 >80
Балансова вартгсть акщонерного кашталу, млрд грн 1,745546 1,926662 0,948264 0,186358 0,70249 0,131172 0,134065
Чистий прибуток, млрд. грн. 0,019244 0,287217 0,056072 0,016401 0,037973 0,025339 0,005353
Загальш активи банку, млрд грн 19,258774 17,531455 10,669706 2,215329 6,092904 1,219579 1,219299
Адекватшсть регулятивного кашталу(Н2), % 16,8 21,22 10,83 11,93 11,95 22,25 14,48
Митева лжвщшсть (Н4), % 25,33 55,27 37,63 85,97 79,83 81,95 74,42
Розм1р кредитного портфелю, млрд грн 12,145297 12,42663 7,513595 1,393335 3,805641 0,782099 0,837469
Рiвень резервування кре-дит1в, % 2,64 3,04 0,23 2,24 15,78 10,8 12,76
Джерело: складено Д.М.А ртеменком.
Оскшьки розшифровку складових, яю викорис-товуються для розрахунку нормативу адекватносп регулятивного катталу та миттево1 лжвщносп, НБУ не надае, тому були використаш модифшоваш показники, а саме:
- загальш активи, яю зважеш на ризик;
- умовний регулятивний каптал, який розрахо-ваний як сума балансового катталу i субординованого боргу;
- високол^щш активи: грошовi кошти, кошти банку на кореспондентських рахунках в НБУ та в ш-ших комерцiйних банках, банювсью метали;
- поточш зобов'язання в розмiрi 35% вщ залу-чених коштiв ктенпв та iнших поточних зобов'язань.
Побудова регресшно'г моделг.
Ринкова вартють комерцшного банку — це результат взаемодн складних фiнансових вiдносин, а тому ïï визначення е складною задачею як з еконо-мiчних так i математичних аспектiв. Для розв'язку цього завдання необхiдно було використовувати ма-тематичне моделювання, яке дозволило шляхом вщ-бору з деюлькох факторiв визначити тi, яю найбшьш суттево впливають на ринкову вартють комерцiйного банку.
Побудова економiко-математичноï моделi ощнки ринково'1 вартостi комерцiйного банку передбачала проведення наступних етапiв:
1) постановчого;
2) параметризаций (специфiкацiï);
3) шформацшного;
4) iдентифiкацiйного;
5) верифжацшного.
На першому етапi були визначеш цМ моделювання та попереднш вщ6Гр пояснюючих змшних
(факторiв). Другий етап базувався на визначенш зага-льного виду моделi. На третьому етапi моделювання здiйснювався з6Гр статистичних даних для побудови модель На четвертому етат побудови моделi вщбува-лась ïï iдентифiкацiя, що передбачала проведення ста-тистичного аналiзу та визначення значимости ïï пара-метрiв. П'ятий заключний етап Грунтувався на визначенш адекватносп побудованоï моделi реальним про-цесам ощнки ринковоï вартостi комерцiйного банку.
На вартють пiдприемства, в таюй важливiй сфер^ впливае певна множина факторiв, тому для побудови економiко-математичноï моделi доцшьним стало використання методiв регресшного аналiзу, осюльки вони дозволять визначити взаемозв'язок м1ж рГзними показниками та розрахувати к вплив на формування вартосп акцiонерного капiталу банку.
^ршГ три етапи та частково четвертий вже були описаш у цш статтi, тому продовжимо розкриття змюту етапу iдентифiкацiï моделi, який передбачае проведення статистичного аналiзу та ощнки значимости ïï параметрiв. Шляхом ггерацн було визначено, що на формування вартоси комерцшного банку найбь льше впливають: балансова величина власного кат-талу, чистий прибуток за останнш звиний рш, балансова варисть активiв, адекватнiсть регулятивного катталу (Н2), миттева лжшдшстъ (Н4), розм1р кредитного портфеля, рiвень резервування кредитiв.
Таким, чином, за результатами економшо-стати-стичного аналiзу попередня система показниюв еко-номiко-математичноï моделi прийняла наступний ви-гляд:
X1 — балансова величина власного катталу;
X2 — чистий прибуток за останнш звггний рш;
X3 — балансова вартють активiв;
Х4 — адекватшсть регулятивного катталу (Н2);
Х5 — миттева лжвщшсть (Н4);
Х6 — розмiр кедитного портфеля;
Х7 — рiвень резервування кредита.
Вивчення принцитв та закономiрностей форму-вання вартостi пiдприемства дозволяе констатувати 11 лiнiйну запежнiсть вщ фiнансових показниюв, тому для побудови моделi стало доцшьним обрання лшшно! регресп, яка мае наступний математичний вираз:
¥1 _ + + № + - + РрХц, + Ей (1) де — прогнозне значення вартосп комерцiйного банку;
вР — параметри регресшно! моделi;
Е.1 — похибка моделi;
Ху — значення змшного фактору.
Наступним етапом побудови економжо-матема-тично! моделi оцiнки ринково! вартостi комерцiйного банку став збiр статистично! шформацп. Початковими даними для моделi була iнформацiя щодо фшансово! звiтностi банкiв-аналогiв, результати опрацювання яко! представленi у табл. 2.
Основним кроком при побудовi будь-яко! моделей е етап Г! щентифжаци, оскшьки при цьому визна-чаються !! параметри, та вплив i значимiсть кожного фактора на результативний показник.
Визначення параметрiв регресшно! моделi здiйс-нювалось за формулою:
■ (2)
де гхр — парнi коефщенти кореляцп;
Я-1 — визначник обернено! кореляцшно! матрицi.
В свою чергу для розрахунку коефiцiентiв кореляцп використовувалась формула:
^ __па^укаи^хаиуо__(3)
Тобто iдентифiкацiя дано! моделi передбачала визначення !Т параметрiв залежно вщ рiвня показника кореляцп, що встановлюе щшьтсть взаемозв'язку мiж впливом окремого фактора та рiвнем ринково! варто-сп комерцiйного банку.
Дослiдження динамiки змш окремих фiнансових показниюв дае пщстави констатувати про певну !х вза-емозалежнiсть та взаемообумовленiсть. Цей факт на-дав пщГрунтя для виникнення гiпотези про мультико-лiнеарнiсть мiж вiдiбраними показниками. Тому перед визначенням параметрiв моделi вона була перевiрена на наявнiсть мультиколiнеарностi мiж обраними факторами.
Оскшьки до моделi входить бшьш н1ж двi змiннi, то для визначення !х мультиколiнеарностi був викори-станий алгоритм Фаррара-Глобера [10, с. 122-123].
Для тестування на мультиколшеаршсть за методом Фаррара-Глобера була побудована кореляцшна матриця змшних показниюв за формулою:
И_ХСТ^ХС , (4)
де ХС — матриця стандартизованих змшних.
Елементи стандартизовано! матриц розрахову-ються за формулою:
хи-х,- (5)
де х,, уI — значення вщповщних показниюв; п — кшьюсть спостережень.
де X] — середне значення у-го фактора.
Для знаходження елементiв кореляцшно! матрицi Я послщовно використовувались вбудованi функцп Ехсе1 - транспонування матриць — «ТРАНСП» та мно-ження матриць — «МУМНОЖ».
Для перевiрки на мультиколшеаршсть розрахову-вався критерiй Пiрсона за формулою:
Хр _-[я-1-(2fe + 5)/6]lndet[Д], (6)
де п — кшьюсть спостережень; к — кшьюсть змшних;
Я — визначник кореляцшно! матриця нормалiзова-них змшних (табл. 3).
Таблиця 3
Кореляцшш матрищ змшних показниюв
У перюд 2015-2016 рр.
Х1 Х2 Х3 Х4 Х5 Х6 Х7
Х1 1 -0,481 0,871 -0,227 -0,28 0,937 0,773
Х2 -0,481 1 -0,025 -0,118 -0,216 -0,221 0,119
Х3 0,871 -0,025 1 -0,41 -0,421 0,979 0,899
Х4 -0,227 -0,118 -0,41 1 -0,174 -0,361 -0,07
Х5 -0,28 -0,216 -0,421 -0,174 1 -0,37 -0,437
Х6 0,937 -0,221 0,979 -0,361 -0,37 1 0,852
Х7 0,773 0,119 0,899 -0,07 -0,437 0,852 1
У перюд 2010-2012 рр.
Х1 Х2 Х3 Х4 Х5 Х6 Х7
Х1 1 -0,1 0,972 -0,459 -0,228 0,986 -0,023
Х2 -0,1 1 -0,159 -0,108 0,198 -0,118 -0,33
Х3 0,972 -0,159 1 -0,523 -0,33 0,996 -0,008
Х4 -0,459 -0,108 -0,523 1 0,212 -0,498 0,775
Х5 -0,228 0,198 -0,33 0,212 1 -0,284 0,028
Х6 0,986 -0,118 0,996 -0,498 -0,284 1 0,009
Х7 -0,023 -0,33 -0,008 0,775 0,028 0,009 1
У перюд 2005-2007рр.
Х1 Х2 Х3 Х4 Х5 Х6 Х7
Х1 1 0,67 0,988 0,269 -0,773 0,992 -0,494
Х2 0,67 1 0,563 0,476 -0,194 0,624 -0,304
Х3 0,988 0,563 1 0,212 -0,852 0,996 -0,559
Х4 0,269 0,476 0,212 1 0 0,226 0,053
Х5 -0,773 -0,194 -0,852 0 1 -0,839 0,615
Х6 0,992 0,624 0,996 0,226 -0,839 1 -0,577
Х7 -0,494 -0,304 -0,559 0,053 0,615 -0,577 1
Джерело: пораховано Д.М. Артеменком.
Пор1внюючи розрахункове значення критер1ю Шрсона з критичним за рiвнем 1мов1рност1 0,95 та сту-пенем свободи к доходимо до висновку що в систем! обраних факторiв юнуе мультиколiнеарнiсть: 2015-2016рр.: Хр = 92,8 > *р(0,95; 21) = 11,5913; (7) 2010-2012рр.: Хр = 74,18 > *р(0,95; 21) = 11,5913; (8) 2005-2007рр.: Хр = 104,84 > хр(0,95; 21) = 11,5913. (9)
Вважаеться, що дв1 змшш явно колшеарш, тобто знаходяться м1ж собою в лшшнш залежносп, якщо коефщенти парно'1 кореляцп бшьш1 0,7. Тому, можна стверджувати, що м1ж факторами: Х1-Х3-Х6-Х7, Х3-Х6-Х7 та Х6-Х7 iснуе суттева лiнiйна залежнiсть.
Таким чином, враховуючи рекомендаций в1тчизня-них вчених та результати власних дослщжень, вважа-емо за доцшьним, для побудови регресшно'1 моделi, визначення вартосп комерцiйного банку, залишити наступнi фактори [6, 7, 11, 13]:
X1 — балансова величина власного катталу;
X2 — чистий прибуток за останнш звпний р1к;
X4 — адекватшсть регулятивного катталу (Н2);
X5 — миттева лжшдшсть (Н4).
На основ! даних табл. 2 знаходимо параметри модель
/л
2015-2016 рр.
/14,7935\ 0,1799
2010-2012 рр. 2005-2007рр.
ß± ßi
\ßl/
/л
-0,1671 -0,0458 \-0,1186/ (10)
( 0,412 \ 1,500 21,461 0,001 \-0,011/ (11)
О
ßi ßz
\ßl/
-2,364 4,098 17,632 -0,041 \ 0,038 )
(12)
В1домо, що для обчислення параметрiв моделi, як правило, рекомендуеться використовувати вбудовану
функцп MS Excel «Л1НЕЙН», оскшьки вона дозволяе уникнути гром1здких розрахунюв та визначити майже вс1 показники, що характеризують адекватнiсть побу-довано'1 моделi.
Проведет розрахунки дають пiдставу стверджувати, що економшо-математична модель визначення вартосп комерцшного банку буде мати такий вираз: 2015-2016рр.
Yi = 14,7935 + 0,1799 • Xi - 0,1671 • Х2 --0,0458 • Х4 — 0,1186 • Xs, (13)
2010-2012 рр.
Yi = 0,412 + 1,5 • Х1 + 21,461 • Х2 + +0,001 •Х4- 0,011 •Xs, (14)
2005-2007рр.
Yi = -2,364 + 4,098 • Xi + 17,632 • Х2 --0,041 • Х4 + 0,038 • Xs, (15)
де X1 — балансова величина власного катталу;
X2 — чистий прибуток за останнш званий р1к;
X4 — адекватшсть регулятивного катталу (Н2);
X5 — миттева лжыдшсть (Н4).
Наступним етапом побудови моделi була ïï пере-в1рка на адекватшсть за такими напрямами:
1) перев1рка параметр1в модел1 на значим1сть;
2) анал1з показниюв регресiйноï статистики;
3) проведення тесив на гетероскедастичшсть;
4) визначення наявност1 автокореляцiï залишюв модел1.
Першим кроком перев1рки адекватносп отрима-ноï модел1 була перев1рка Я коеф1ц1ент1в на значим1сть за формулою:
, (16)
де Sßi - стандартна похибка параметру.
Пор1внюючи розрахункове значення t критер1ю-Стьюдента з критичним (1,885) були отримаш висно-вки про значим1сть параметр1в модел1 (табл. 4).
Таблиця 4
Розрахунков1 значення t критер1ю-Стьюдента параметр1в регресшно'1 модел1 визначення _ринково!' вартост1 комерц1йного банку_
У пер1од 2015-2016 рр.
Параметр Значення параметру Стандартна похибка Розрахунковий t-критерш Нормативний t-критерш з 1мов1ршстю 80%
ß0 14,79354607 2,484159456 5,96 1,885
ß1 0,179939812 0,092152518 -1,95 1,885
ß2 -0,167062587 0,314486695 0,53 1,885
ß4 -0,045847109 0,014822787 3,09 1,885
ß5 -0,118641277 0,021524978 5,51 1,885
У пер1од 2005-2007 рр.
Параметр Значення параметру Стандартна похибка Розрахунковий t-критерш Нормативний t-критерш з 1мов1ршстю 80%
ß0 -2,364 0,621 -3,81 1,885
ß1 4,098 0,282 -14,53 1,885
ß2 17,632 1,437 -12,27 1,885
ß4 -0,041 0,018 2,28 1,885
ß5 0,038 0,007 -5,43 1,885
Джерело: пораховано Д.М. Артеменком.
Проведенi розрахунки дозволяють стверджувати, що отриманi параметри моделi значно в!др!зняються вщ нуля, i тому, можуть включатися в модель. Лише параметр, що вщповщае чистому прибутку мае низь-кий рiвень значимостi в ц!й модель Але оскшьки вш не створюе колшеарносп та слугуе шдикатором р!вня
1мов1рност1 банкрутства [13, с. 104], його рекомендуемо залишити в модель
Таким чином, система показниюв, яю були включен до регресiйноï модел1, об'ективно вщобража-ють процеси формування вартоси комерцшного банку залежно вщ визначеноï системи фактор1в.
KpiM того, за допомогою ^критерда можна вста-новити, яю саме фактори здiйснюють найбшьший вплив на формування ринково! вартостi комерцiйного банку: ïx пiдвищення суттево впливатиме на ïï дина-мiку, що дозволить здшснювати вартiсно-орiентоване управлiння дiяльнiстю та розвитком комерцшного банку.
Таблиця 5
Показники регресшно'1 статистики регресiйноï моделi визначення ринковоТ BapTOCTi комерцiйного банку
У перюд 2015-2016 pp.
Показник Розpaхункове значення Рекомендоване значення
Коефщент множинноï кореляцiï 0,9871 Наближаеться до 1
Коефiцiент детермiнацiï 0,9744 Наближаеться до 1
Стандартна похибка моделi 1,1367 Наближаеться до мшмуму
Значення F-критерiю 19,04 менше 19,25
Значимiсть F-критерiю 0,050521486 Наближаеться до мшмуму
У пеpiод 2010-2012 pp.
Коефщент множинноï кореляцiï 0,9357 Наближаеться до 1
Коефiцiент детермiнацiï 0,8756 Наближаеться до 1
Стандартна похибка моделi 2,9832 Наближаеться до мшмуму
Значення F-критерiю 3,5181 менше 19,25
Значимють F-критерiю 0,2334 Наближаеться до мшмуму
У пеpiод 2005-2007 pp.
Коефщент множинноï кореляцiï 0,9995 Наближаеться до 1
Коефiцiент детермшацп 0,9993 Наближаеться до 1
Стандартна похибка моделi 0,1824 Наближаеться до мшмуму
Значення F-критерiю 6,92 менше 19,25
Значимiсть F-критерiю 0,001411 Наближаеться до мшмуму
Наступним кроком перевiрки адекватностi моделi визначення ринково'1 вартостi комерцiйного банку став анатз показниюв регресiйноï статистики, яю були розраxованi за допомогою вбудовано'1 функцп в MS Excel «Л1НЕЙН» (табл. 5).
Джерело: пораховано Д.М. Артеменком.
Анатзуючи отриманi дат, з ймовiрнiстю 0,95 можна констатувати, що вартють комерцiйного банку на 98,71% залежить вщ балансово'1 величини власного капiталу, чистого прибутку, миттево'1 лiквiдностi (Н4) та адекватностi регулятивного катталу (Н2).
Оскшьки модель носить узагальнюючий характер, то ïï необxiдно було перевiрити на гетероскедас-тичнiсть. Доцiльнiсть здiйснення, даного етапу пов'я-зана з тим що наявтсть гетероскедастичностi приводить до неефективних оцiнок та збiльшенню стандартно! похибки моделi. Перевiрку на гетероскедастич-нiсть було здiйснено на основi тесту Глейзера, осю-льки вiн (даний пiдxiд) е найбшьш простим i точним [14, с. 255-258].
Тест Глейзера передбачае проведення деюлькох етатв.
По-перше, всi спостереження групуемо за ïx датою, а потам елiмiнуемо центр спостережень. Згщно проведених розрахунюв залишаемо у моделi данi, як1 отриманi на пiдставi iнформацiï щодо продажу банив у перюди 2015-2016 рр. (перша сукупшсть) та 20052007 рр. (друга сукупшсть).
По-друге, за допомогою функцп MS Excel «Л1НЕЙН» визначаемо параметри регресшно'1 моделi для першо'1 та друго'1 сукупностi i отримаемо вщповщш лiнiйнi рiвняння:
y-2ois-2oi6 = 14,7935 + 0,1799 • Хг - 0,1671 • Х2 --0,0458 • Х4 — 0,1186 • Х5, (17)
у-2005-2007 = -2,364 + 4,098 • Х1 + 17,632 • Х2 -—0,041 • Х4 + 0,038 • Х5, (18)
По-трете визначаемо квадрати залишюв по моделях, як! становлять вщповщно 2,584057 та 0,170631, i на основ! цих даних визначаемо R критерш:
S2 2,584057 „,-.,„
R= — = --= 15,14
S, 0,170631
(19)
пор1внюючи розрахункове значення R критерда з табличним значенням, з ■
— ¿.Ш it — ,,
-=-= 2 ступенями
2 2 J
свободи та р1вжм значимостi 0,05, яке дорiвнюе 19,00, доходимо до висновку, що Я<Ртаб(0,05;2), що свщчить про вщсутшсть гетероскедастичностi. Тобто можна зробити висновок що оцшки моделi е ефективними.
Вщомо також, що одним 1з показниюв ступеня близькоси одержано! лшп регресп до експерименталь-них даних е критерш Дарбша-Уотсона:
DW = ^"'""Г1^ , (20)
¿¿=lui
де Ui, ui-1 — залишки по модель
Оцшка автокореляцп залишюв е невщ'емним етапом перевiрки моделi, оскшьки ïï наявшсть може св1дчити про те, що:
■ у регреетю не включений фактор, який мае суттеву роль у формуваннi вартоси комерцiйного банку;
■ вибраний вигляд стоxастичноï залежностi не адекватний експериментальним даним;
■ при дослiдженi явища числов1 данi отриманi з великими похибками.
Проведет розрахунки за даним алгоритмом (табл. 6) засвщчили що за регресшною моделлю формування ринковоï вартосп комерцiйного банку крите-р1й Дарбша-Уотсона дорiвнюе 2,27, що св1дчить про вщсутшсть автокореляцп оскшьки вказаний критерш наближаеться до 2,0 [10, с. 126].
кр1м того, вщсутшсть автокореляцп залишюв до-зволяе констатувати ефектившсть не тальки визначення ринковоï вартостi комерцiйного банку, а й мо-жлив1сть здiйснення ïï прогнозних розраxункiв.
Таблиця 6
Розрахунок критерiя Дарбша-Уотсона для регресшно'!' модел1 визначення ринково!' вартост1 комерцшного банку
У перюд 2015-2016 рр.
Y Y(x) Ui=Y-Y(x) Ui2 (Ui-Ui-1)2
8,000871 7,928309 0,072562 0,005265 0
8,150508 8,08801 0,062498 0,003906 0,000101
0,982756 2,322738 -1,33998 1,795551 1,96695
8,059672 7,723837 0,335835 0,112785 2,808362
0,362957 0,588947 -0,22599 0,051072 0,315648
0,2494 -0,38725 0,63665 0,405323 0,744148
0,06 -0,39843 0,458427 0,210155 0,031764
z= 2,584057 5,866973
Критерш Дарбша-Уотсона (DW): 2,27
У пер1од 2010-2012 р]
Y Y(x) Ui=Y-Y(x) Ui2 (Ui-Ui-1)2
12,79482 9,761052 3,033773 9,203776 0
7,628417 9,430241 -1,80182 3,246569 23,38299
0,698422 0,386211 0,312211 0,097476 4,469144
0,0954 0,682498 -0,5871 0,344684 0,808757
3,899704 5,890872 -1,99117 3,964749 1,971413
0,319676 -0,64863 0,968309 0,937622 8,758502
0,320013 0,254216 0,065797 0,004329 0,814528
z= 17,7992 40,20533
Критер1й Дарбша-Уотсона (DW): 2,26
У пер1од 2005-2007 р]
Y Y(x) Ui=Y-Y(x) Ui2 (Ui-Ui-1)2
5,399989 5,40654 -0,00655 4,29E-05 0
11,84 11,82857 0,011426 0,000131 0,000323
3,45 3,496665 -0,04667 0,002178 0,003375
1,3125 1,461435 -0,14894 0,022182 0,010459
3,78645 3,723664 0,062787 0,003942 0,044826
0,763289 0,8216 -0,05831 0,0034 0,014665
0,69745 0,138756 0,138756 0,138756 0,138756
z= 0,170631 0,170631
Критер1й Дарбша-Уотсона (DW): 2,00
В цшому, проведене дослщження св1дчить про те що, побудована регресшна модель адекватно визначае фактори як1 у значн1й м1р1 впливають на ринкову вар-т1сть комерцшного банку. За допомогою дано'1 модел1 можна не тгльки визначити динам1ку зм1ни вартост1 в минулому, а й здшснювати ïï прогнозування на основ1 даних ретроспективних пер1од1в.
При цьому для зручносп використання регресш-ноï модел1 при прогнозуванн1 вартоси пропонуеться доповнити ïï функц1ями, як1 б дозволяли екстраполю-вати тенденцп розвитку основних показниюв, яю вхо-дять до модел1.
Для визначення майбутшх значень ф1нансових показниюв пропонуеться використовувати метод плинноï середньоï зважено'^ особлив1стю якого е те, що найбшьший вплив мають показники, яю знахо-дяться ближче до горизонту прогнозування, а показники, яю знаходяться в юнщ часового ряду мають менший вплив. Даний прийом реал1зуеться за допомогою коефщенту yt, тобто майбутне значення фшансо-вого показника, який входить до регресiйноï модел1 буде визначатися за формулою:
Xt+k = Xt + Yt^Xt + Yt-i&xt-i + Yt-2bxt-2 + - + Yk^Xk, (21)
де Axt — абсолютна зм1на показника в попередшх пе-р1одах;
к — горизонт прогнозування;
t — юльюсть попередн1х пер1од1в.
yt — коеф1ц1ент плинноï середньоï зваженоь
Для юлькосп попередн1х пер1од1в (5 квартал1в) прогнозне значення показниюв регресiйноï модел1, буде розраховуватися як:
xt+k = xt + 0,333Axt + 0,267Axt_1 + 0,2Axt_2 + 0,133Axt_3 + 0,067Axt_4, (22)
Таким чином для побудови модел1 прогнозування вартосп комерцшного банку в регресшну модель до-датково включаеться прогнозна функц1ю окремого ф1-нансового показника i проводиться розрахунок пара-метр1в модел1. П1сля вказаних перетворень модель прогнозування вартосп комерцшного банку приймае такий математичний вираз:
у-2015-2016 = 14,79 3 5 + 0,1799(x1t + 0,333Ax1t + 0,267Ax1t_! + 0,2Ax1t_2 + 0,133Дх1<_3 + 0,067Дх1<_4) -0,1671(x2t + 0,333Ax2t + 0,267Ax2t_! + 0,2Ax2t_2 + 0,133Ax2t_3 + 0,067Ax2t_4) - 0,0458(x4t + 0,333Ax4t + 0,267Ax4t_! + 0,2Ax4t_2 + 0,133Ax4t_3 + 0,067Ax4t_4) -0,1186(x5t + 0,333Ax5t + 0,267Ax5t_! + 0,2Ax5t_2 + 0,133Ax5t_3 + 0,067Ax5t_4), (23)
Для зручност1 та наочносп усв1домлення, модель прогнозування вартоси комерцшного банку пропонуеться представляти через функщю зваженоï плинноï середньоï :
y-2ois-2oi6 = 14,7935 + 0,1799 -/(X1t+fe) - 0,1671 • f(X2t+k) - 0,0458 • /(X4t+fe) - 0,1186 • /(X5t+fe), (24) де f(x1t+k) — функц1ональна залежн1сть, що визначае динам1ку зм1ни балансовоï величини власного катталу на основ1 методу плинноï середньоï зваженоï;
Г(х21+к) — функцiонапьна запежнiсть, що визначае динам^ змiни чистого прибутку на основi методу плинно! середньо! зважено!;
Г(х41+к) — функцюнальна залежнiсть, що визначае динам^ змiни показника адекватностi регулятивного катталу (Н2) на основi методу плинно! середньо! зва-жено!;
Г(х51+к) — функцюнальна залежнють, що визначае динамiку змши миттево! лiквiдностi (Н4) на основi методу плинно! середньо! зважено!; t — кшьисть попередшх перiодiв; к — горизонт прогнозування.
Отже, дана модель дозволяе адекватно здшснювати прогнозування вартосп комерцшного банку у ко-роткостроковому перiодi (у тому числi 1-2 квартали).
Висновки.
Порiвняльний, або ринковий, пщхщ мае суттевi передумови для значного поширення у пракгицi ощ-нки ринково! вартостi комерцiйних банив, оскшьки його використання не тшьки вщбивае дiю законiв ринково! економiки, але й не потребуе складних розра-хунив.
Порiвняльний пщхщ, незважаючи на нерозвине-нiсть ощнно! iнфраструктури, мае передумови широкого застосування на практищ зважаючи на наступи позитивнi характеристики:
1. Ощнка в рамках методу ринку катталу проводиться з меншою ильистю явних передумов та значно швидше нiж за допомогою методу дисконтування гро-шових потоив.
2. Порiвняльну оцiнку простiше зрозумiти та подати ктентам i замовникам.
3. Порiвняльна оцiнка вiдображае поточний стан ринку, оскшьки цей метод вщображае вщносну, а не внутрiшню вартють.
Але, варто враховувати той факт, що порiвняль-ний пiдхiд вщображае настрш ринку, а це означае, що використання порiвняльног оцiнки для визначення ва-ртостi активу може призвести до результата, яи е дуже високими, коли ринок переощнюе подiбнi пщп-риемства, або дуже низькими, коли ринок !х недоощ-нюе.
Визначенi параметри регресшно! моделi дозволя-ють стверджувати, що ринкова вартють комерцшного банку в значнш мiрi залежить вiд балансово! величини власного капiталу, чистого прибутку, миттево! лжвщ-ностi (Н4) та адекватностi регулятивного катталу (Н2).
Ацекватнiсть розроблено! моделi пщтверджена проведеними тестами на значимiсть моделi та оцiнок !! параметрiв, показниив регресшно! статистики, гете-роскедастичностi та автокореляцп залишив моделi.
Проведене дослщження засвщчило про те що, ре-гресiйна модель адекватно визначае фактори, як! сут-тево впливають на ринкову вартють комерцшного банку. За допомогою дано! моделi можна не тшьки ви-значити динам^ змши вартосп, а й здшснювати и прогнозування на основi даних ретроспективних перь одiв.
Використовуючи 1>критерп можна з'ясувати, як! фактори здшснюють найбшьший вплив на форму-
вання ринково! вартосп комерцiйного банку та побу-дувати алгоритм здiйснення вартiсно-орiентованого управлiння дiяльнiстю та розвитком комерцшного банку.
Список використаних джерел
1. Про банки i банкгвську дiяльнiсть: Закон Укра-!ни вiд 07.12.2000 р. № 2121-Ш [Електронний ресурс].
— Режим доступу: http://zakon3.rada.gov.ua/1aws/show/ 2121-14.
2. Про оцшку майна, майнових прав та профе-сшну оцшочну дiяльнiсть в Украгнi: Закон Укра!ни вiд 12.07.2001 р. № 2658-Ш [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://zakon3.rada.gov.ua/1aws/show/2658-14.
3. Про затвердження Методики оцшки майна: Постанова КМУ вiд 10.12.2003 р. № 1891 [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://zakon3.rada. gov.ua/1aws/show/1891-2003-m
4. Про затвердження Нацюнального стандарту № 1 «Загальш засади оцшки майна i майнових прав»: Постанова КМУ»вщ 10.09.2003 р. № 1440 [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://zakon3.rada. gov.ua/1aws/show/1440-2003-m
5. Про затвердження Нацюнального стандарту № 3 «Ощнка цшюних майнових комплекав»: Постанова КМУ вщ 29.11.2006 р. № 1655 [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://zakon3.rada.gov.ua/ 1aws/show/l655-2006-п.
6. Кочетков В.М., Камарицький Ю.С. М1жнаро-дш банки: монографiя. — К.: Вид-во бвроп. ун-ту, 2011. — 248 с.
7. Вартють банивського бiзнесу [Текст] : моног-рафiя /[А. О. Gпiфанов, С. В. Леонов, Й. Хабер та ш.] ; за заг. ред. д-ра екон. наук А. О. бтфанова та д-ра екон. наук С. В. Леонова. — Суми : ДВНЗ "УАБС НБУ". — 295 с.
8. М1жнародш стандарти оцшки. Восьме ви-дання, 2008 / пер. з англ. С.О. Пузенка. — К.: «АртЕк», 2008. — 432с.
9. Оценка имущества и имущественных прав в Украине. Монография / Н. Лебедь, А. Мендрул, В. Ларцев, С. Скрынько, Н. Жиленко, В. Пашков. Под ред. Н. Лебедь. — К.: ООО «Информационно-издательская фирма «Принт-Экспресс», 2002. — 688 с.
10. Економетрика: пщручник для студента екон. спещальн. вищ. навч. закл. — К.: Четверта хвиля, 1997.
— 320с.
11. Слободяник О. А. 1нструментарш оцшки ринково! вартоси банку: автореф. дис. на здобуття наук. ступеня канд. екон. наук / О.А. Слободяник. — Кшв: КНТЕУ, 2011. — 18 с.
12. Аналiз банивсько! дiяльностi: пщручник / А. М. Герасимович, М. Д. Алексеенко, I. М. Парасш-Вергуненко та ш.; за ред. А. М. Герасимовича. — К.: КНЕУ, 2004. — 599 с.
13. Артеменко Д. М. Методичне забезпечення комплексно! оцшки вартосп комерцшного банку в кризових умовах // Економiчний вюник Донбасу. — 2016. — №1(43). — С. 101—109.
14. Найт Ф.Х. Риск, неопределенность и прибыль / Ф.Х. Найт. — М.: Дело, 2003. — 359 с.
