CC BY
23
Висновки. Отже, ми обгрунтували необхiднiсть побудови системи мотиваци трудово! дiяльностi з метою найефектившшого використання тру-дових ресуршв для кожного шдприемства. До основних завдань реформуван-ня системи мотиваци пращ належать: удосконалення механiзму регулювання працi; посилення соцiального захисту пращвниюв i гарантування своечасно-го отримання зарплати.
М1ж результативнiстю працi робггника та якiстю виробництва на тд-приемствi iснуе тiсний взаемозв'язок: продуктившсть працi персоналу е необ-хщною умовою результативностi виробництва на шдприемствь Тому резуль-тати роботи окремого пращвника пов'язують зi змiнами стану виробництва на шдприемствь
Отже, ефективна мотиващя трудово! дiяльностi персоналу шдпри-емства повинна виходити з особливостей формування системи мотиваци пращ на шдприемств^ яка формуе методолопю досягнення щлей та скеровану на визначення ращонального рiвня доходiв працiвникiв, що приведе до високих результатiв !х працi i, як наслiдок, до зростання прибутку на пiдприемствi.
Лггература
1. Економ1ка пiдприемства : пщручник / за ред. акад. С.Ф. Покропивного. - Вид. 2-ге, [перероб. та доп.]. - К. : Вид-во КНЕУ, 2001. - 528 с.
2. Пасенко Н.С. Формування дiевоi системи мотиваци пращ на сучасному етат / Н.С. Пасенко // Економша: проблеми теорп та практики : зб. наук. праць. - Дншропетровськ : Вид-во ДНУ, 2002. - Вип. 162. - С. 19-29.
3. Хандш О.О. Управлшня персоналом шдприемства: концептуальне визначення та меха-нiзм розвитку : монографiя / О.О. Хандш. - Луганськ : Вид-во СНУ iм. В. Даля, 2010. - 240 с.
Качмарык Я.Д., Потапенко А.В. Оценка системы мотивации труда на предприятиях
Отображены теоретические и методические проблемы формирования системы мотивации труда персонала предприятия. Результатом исследования является усовершенствование определения этой системы и ее составляющих, а также анализ развития систем мотивации труда на предприятиях. Отмечены основные принципы мотивации труда персонала и предложены методические принципы относительно основных заданий реформирования системы мотивации труда.
Kachmarik Ya.D., PotapenkoA.V. Estimation of system of motivation of labour on enterprises
In the article of theoretical and methodical problems of forming of the system of motivation of labour of personnel of enterprise. A research result is an improvement of determination of this system and her constituents, and also analysis of development of the systems of motivation of labour on enterprises. Basic principles of motivation of labour of personnel are marked and offered methodical principles in relation to the basic tasks of reformation of the system of motivation._
УДК 330.45 Доц. Б.Ю. Кишакевич, канд. екон. наук -
Дрогобицький ДПУ м. 1вана Франка
СТРЕС-ТЕСТУВАННЯ ЕКОНОМ1ЧНОГО КАП1ТАЛУ БАНКУ НА ОСНОВ1 ОДНОФАКТОРНИХ МОДЕЛЕЙ
Запропоновано тдхщ до проведения стрес-тестування економiчного катталу банку на основi однофакторно'1 моделi та методу Монте-Карло. Проаналiзовано пове-дшку основних факторiв кредитного ризику в умовах стресових економiчних ситуацш.
Ключовi слова: кредитний портфель, однофакторна модель, стрес-тестування, метод Монте-Карло, корелящя активiв, економiчний капiтал, стресовий сценарiй.
Актуальнiсть проблеми. Стрес-тестування е важливим шструментом анал1зу кредитних ризиюв як окремих банюв, так 1 цшо! фшансово! системи. Метою цього методу е оцшювання можливих збитюв за р1зних стресових си-туацш або сценарив. Сьогодш е р1зш види та способи здшснення стрес-тестування. Можна використовувати однофакторш або багатофакторш, система-тичш або несистематичш сценари. При цьому важливо визначити т фактори ризику, яю найбшьшою м1рою можуть вплинути на банк або на фшансову систему загалом. Умше застосування стрес-тестування здатне запоб1гти руйшвним для банку наслщкам економ1чних криз та банкрутству цших бан-ювських систем.
Варто зазначити, що саме стрес-тестування на основ! економ1чного ка-тталу не е панацеею вщ потенцшних макроеконом1чних потрясшь. Досить згадати жахливу банювську кризу 2008-2009 рр. в Украйш, коли чи не голов-ними чинниками ланцюгово! реакци гучних банювських банкрутств були, поряд 1з недосконалою кредитною пол1тикою укра!нських банюв, суб'ективш фактори, таю як пашка, полггична нестабшьшсть, кримшальна складова - так зване рейдерство. Спрогнозувати у математичних моделях таю аспекти дуже важко, особливо коли аналопв такого масштабу подш в ютори не було. Через те особливо! ваги набувають задач! побудови нових шдход1в до стрес-тестування кредитних портфел1в банюв, яю враховували б максимальну юльюсть чинниюв ризику.
Аналiз останнiх наукових дослщжень та публiкацiй. Питанням стрес-тестування кредитних портфел1в присвячено багато наукових досль джень, зазвичай заруб1жних автор1в, серед яких варто видшити публжаци 1.К. Андр1евсько! [1], К. Купец [2], П. К1ма, Дж. Фшгер [3], Л. Алена, А. Сандерса [4], Г. Гербаха, А. Лшпонера [5], М. Хансена, Гар1 ван Вурена [6], М. Сорже [7]. Проте дослщження економ1чного кашталу як об'екта стрес-тестування не достатньо висвгглено у наукових працях, здебшьшого через пор1в-няно нетривалу практику його використання у фшансовому ризик-мене-джмеил. Тому сьогодш невиршеними залишаються задач1 побудови ефек-тивних стресових сценарив, яю давали б змогу коректно оцшити величину економ1чного кашталу тд впливом шокових для економши подш.
Мета дослЬдження - розроблення методики стрес-тестування кредитного портфеля щодо величини необхщного економ1чного кашталу на ос-нов1 однофакторно! модел1 копули Гауса та методу Монте-Карло.
Виклад основного матерiалу. Ключовим питанням тд час моделю-вання стресових сценарив е поведшка р1зних фактор1в ризику в стресових умовах. У лггератур1 можна знайти багато р1зних шдход1в до того, як повинш змшюватись кореляци м1ж факторами ризику в умовах кризи. Наприклад, П. Купец в [2] вважае, що внаслщок екстремальних подш кореляци м1ж факторами залишаються такими ж, як за нормальних умов. З цього випливае, що стрес-тестування можна проводити за юлькома факторами, тод1 як решта фактор1в змшюються вщповщно до нормальних умов або, шшими словами, зпдно з юторичними значеннями волатильност та кореляци. На противагу цьому шдходу, наприклад Дж. Юм та С. Фшгер у робот [3], вказують на те,
що використання юторичних даних для визначення кореляцш в стресових умовах е неприпустимим. Автори пропонують шший шдхщ, який полягае в оцшюванш кореляцш у перюд високих коливань та подальше використання цих кореляцш шд час стрес-тестування.
На основ! анал1зу емшричних даних про численш фшансово-еконо-м1чш кризи останшх десятил1ть бшьшють спещал1ст1в дшшла висновку, що перюди р1зкого попршення макроеконом1чних показниюв характеризуються не лише вищим р1внем середньо! частоти дефолт1в, але й значно бшьшими волатильшстю та корелящями. Щкавим дослщженням змш кореляцш внасль док кризових явищ е робота Г. Гербаха та А. Лшпонера [5], у якш автори вка-зують на те, що визначальну роль у збшьшенш кредитного ризику (економ1ч-ного кашталу) вщграе розтягування "хвоста" розподшу втрат (ефект кореляци та волатильност1), тод1 як паралельний зсув у праву сторону цшого розподшу спричиняе такий ж зсув середнього значення. Вони зазначають, що мак-роеконом1чний шок впливае не лише на ймов1ршсть дефолту, але й на кореляци дефолту. Сукупно щ два чинники спричиняють збшьшення стандартного в1дхилення втрат, що веде до розподшу з важчим "хвостом". Автори у робот [7] шд "ефектом кореляци" вважають збшьшення у вщсотках стандартного в1дхилення втрат портфеля через збшьшення кореляци дефолт1в, спри-чинене макроеконом1чним шоком. Як видно з табл. 1, збшьшення кореляци дефолт1в пояснюе бшьше шж 50% загального збшьшення кредитного ризику, особливо для великих портфел1в, сформованих 1з високорейтингових пози-чальниюв 1з малими корелящями актив1в.
Табл. 1. Ефект кореляци (%)
Рейтинг РБ % Корелящя актив1в
.001 .05 .1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9 .95 1.0
ААА 0.02 65 63 61 56 50 44 38 32 25 19 11 7 0
АА 0.05 63 61 59 54 49 43 37 31 25 18 11 7 0
А 0.1 61 59 57 53 48 42 37 31 25 18 11 7 0
БББ 0.25 59 57 55 51 46 41 35 30 24 18 11 7 0
ВВ 0.5 57 55 53 49 44 39 34 29 23 18 11 7 0
Б 2 52 50 48 44 40 36 31 26 22 16 10 7 0
ССС 10 44 42 41 37 34 30 26 22 18 14 9 6 0
СС 15 42 40 39 35 32 28 25 21 17 13 9 6 0
С 20 40 39 37 34 30 27 24 20 17 13 8 6 0
Б 30 38 37 35 32 29 25 22 19 16 12 8 5 0
Джерело: [7, с. 25].
Для проведення стрес-тестування кредитного портфеля, яке б врахо-вувало ус згадаш вище фактори ризику, скористаемось однофакторною мо-деллю. Ми обчислимо очшуваш (ЕЬ) та непередбачуваш втрати (ПЬ) портфелю, як повинш покриватись вщповщним економ1чним кашталом банку. Непередбачуваш втрати (ПЬ) обчислюються з допомогою УаЯ або СУаЯ для певного дов1рчого штервалу. Нехай РО{ - ймов1ршсть дефолту /-го позичаль-ника, ЬОи^ - втрати при дефолт! 1-го позичальника, ЕЛВ^ - сума шд ризиком /-го позичальника. У такому випадку очшуваш втрати портфеля (ЕЬР) можна записати як суму очжуваних втрат уЫх позичальниюв:
N
ELp PDiLGDiEADi. (1)
i=1
Як видно iз фоpмyли (1), очiкyвaнi втpaти ELp нa вщмшу вiд непеpед-бaчyвaниx втpaт, не зaлежaть вiд кpедитниx коpеляцiй.
Ha оcновi aнaлiзy icтоpичниx дaниx ^о дефолти тa кpедитнi мiгpaцiï y бaнкiвcькиx cиcтемax кpaïн G10 Бaзельcький комiтет отpимaв фоpмyли для обчдолення коpеляцiï aктивiв:
Р = 0,12
( 1 - e-50PD Л
1 - e
50
1 - l-e
1 - e
-50PD Л
-50
(2)
+ 0,24
v ^ ^ У V х ^
p - коефiцieнт коpеляцiï aктивiв iз фaктоpом cиcтемaтичного pизикy.
Внacлiдок aнaлiзy емпipичниx дaниx Бaзельcький комiтет виявив тaкi cиcтемнi зaлежноcтi:
1. Kоpеляцiï aктивiв зменшyютьcя iз збiльшенням ймовipноcтi дефолтy PD. Це, na думку cпецiaлicтiв Бaзельcького комiтетy, можнa обгpyнтyвaти як емпipичними евщченнями, тaк i iнтyïтивно, оекшьки чим бiльшою e ймо-вipнicть дефолту PD, тим бiльшою e iдiоcинкpaтичнa cклaдовa позичель-никa. Ризик дефолту звлежить меншою мipою вщ зaгaльного cтaнy еко-номiки i бшьшою - вiд внyтpiшньофipмовиx чиннишв.
2. Kоpеляцiя aктивiв зpоcтae iз збiльшенням pозмipy компaнiï. Хочa емт-pичнi дaнi у цьому витадку не e доcтaтньо пеpеконливими, п^оте шту-ïтивно зpозyмiло, що чим бшьшою e комття, тим вищою буде звлеж-нicть вiд зaгaльного cтaнy економiки, i нaвпaки. Mеншi фipми мaють бiльшy ймовipнicть збaнкpyтyвaти чеpез iдiоcинкpaтичнi чинники. Взaeмозв,язок ймовipноcтi дефолту позичaльникa тa коpеляцiï фaктич-
но e ключовим питaнням для ^оведення cтpеc-теcтyвaння кpедитного ^p-тфеля. ^оте, як cвiдчить пpaктикa, m cьогоднi, нa жaль, не в^облено eди-ного погляду нa дингшку змiн циx покaзникiв, оcкiльки, незвaжaючи нa зга-дaнi вище одетем^ взaeмозaлежноcтi, якi Бaзельcький комiтет поктав в ошо-ву cвоïx pозpобок, i пpи якиx коpеляцiя aктивiв зpоcтae iз зменшенням ймо-вipноcтi дефолту, можнa нaвеcти цiлy низку емпipичниx фaктiв, якi cyпеpе-чaть цим положенням.
Для оцiнки взaeмозaлежноcтi мiж ймовipнicтю дефолту PD тa коpеля-цiями коpиcно поpiвняти емпipичнi дaнi пpо коpеляцiï aктивiв piзниx зa ^е-дитними якоcтями позичaльникiв (нaпpиклaд prime тa subprime уедите). Тaк, у pоботi [б, с. 11] поpiвняно коpеляцiï, обчиcленi зпдно з вимогaми Бaзе-лю II тa отpимaнi нa оcновi збиpaння pеaльниx емпipичниx дaниx пpо ймовip-ноcтi дефолту тa вiдповiднi коpеляцiï пiд чac aвтокpедитyвaння для piзниx зa якicтю гpyп позик - prime тa subprime. Як видно iз pиc. 1, коpеляцiï aктивiв для subprime aктивiв (у цьому витадку aвтокpедитiв) cтaновить пpиблизно 2,2%, що e зшчно бiльше, шж для гpyпи prime позик (близько 1%). Це cy^-pечить пpипyщенням Бaзелю II, що коpеляцiï aктивiв позичaльникiв iз ниж-чими pейтингaми будуть меншими, тодi як позичaльники з вищими кpедит-ними якоетями тa pейтингaми покaзyють вiдповiдно бiльшi коpеляцiï. Анaло-гiчнa cитyaцiя iз кpедитними кapткaми, де коpеляцiя у subprime ктаЫ (3,98%) e вищою, шж у prime клaci (0,9%). Деяк cпецiaлicти ввaжaють, що cтaндapти
Базеля II мають на мет пом'якшення регуляторних вимог для позичальниюв, чи! кредитш якост попршуються шд час рецеси, ^ таким чином, вони стика-тимуться 1з не таким драматичним зростанням вимог щодо кашталу, шж у раз1 прийняття припущення про зростаюч1 або нав1ть стал1 кореляци.
14,00%
Рис. 1. Приклад кореляцш, як зростають разом ьз РБ (всупереч припущенням
Базеля II). Джерело [6, с. 11]
Фактично анал1з незначно! за обсягом науково! л1тератури, присвяче-но! взаемозалежност кореляци актив1в та ймов1рност1 дефолту РБ, вказуе на вщсутшсть ч1тких та обгрунтованих висновюв. Так, одш дослщження наго-лошують на юнуванш позитивно! статистично! залежност, 1нш1 - на негатив-ну залежшсть. На нашу думку, у цш проблем! важко видшити едину законо-м1рн1сть, оскшьки вона залежить, як видно з наведених вище приклад1в, вщ кредитних якостей активу та його кредитних рейтинпв. До вад стрес-тестування можна вщнести:
1. Будь-який сцеиарш, нав1ть досконало змодельований з точки зору математики, мае ваду - це ймов1ртсть настання тако! поди. Проблема поля-гае у тому, що через недостатню кшьюсть юторичиих даних про так поди (навиъ на тривалих часових горизонтах) досить важко точно визначи-ти ймов1рносп настання р1зних шокових для економши подш. Через це, ймов1рност1 настання того чи шшого сцеиарто визначаються переважио суб'ективно.
2. Досить висок витрати для збираиия иеобхiдио! iиформацi!.
3. Стрес-тестування практично не дае змогу проведения бектистингу адек-ватиостi модел^
4. Неповиота iиформацi!. Зазвичай доступною е лише частииа шформаци. Позначимо через N загальну кiлькiсть позичальниюв або кредитiв у
портфелi банку, через £ - кшьюсть секторiв i 5:{1,...,N- вщобра-
ження, яке ставить кожному позичальнику вщповщно до його сектора. Час-тку кредитно! заборгованостi i-го позичальника у загальному портфелi позначимо через
ЕАБ1
Е! ЕАО}
(3)
Для того, щоб врахувати складну структуру взаемозв'язюв м1ж р1зни-ми секторами економжи, введемо лшшно незалежш системш фактори Ys(i),
як представлятимуть р1зш сектори. 0 = у}К У = 1.^ - матриця кореляцш
системних фактор1в. Тод1 нормал1зовану дохщшсть активу 1-го позичальника 1з Б-го сектору можна представити наступним чином:
Х + -у/1-'рр)21 (4)
1дюсинкратичний фактор Ъ\ - стандартно нормально розподшена змшна, яка представляе вплив внутршньо ф1рмових чинниюв на дохщшсть активу. Корелящя актив1в 1-го та ]-го позичальниюв визначатиметься у такому випадку як:
согг(Хг^Х]) = Л/КО, s( 7) (5)
Втрати портфеля тод1 визначатимуться так:
N
Ь = Е ^ШД^Х, <ф-\РВ,)} . (6)
г=1
Тут X визначаеться 1з (4), ЬОВ^ - втрати у випадку дефолту, Ф - функщя стандартного нормального розподшу.
У банку повинно бути кашталу в такому обсяз1, який повшстю би компенсував збитки, як перевищують очжуваш, проте не у вЫх випадках, а лише 1з заданою ймов1ршстю або р1внем дов1ри. Для цього необхщно визна-чити а-квантиль розподшу втрат Ь кредитного портфеля:
да= М {д > 0|Р(Ь < д) >а}, (7)
тод1 економ1чний каттал ЕСа можна обчислити таким чином:
ЕСа = да- ЕЬ (8)
Очшуваш втрати ЕЬ кредитного портфеля визначимо з р1вност1
ЕЬ = Е=1 ™ гЬОВгРВг. (9)
Оскшьки побудова секторних моделей кредитного ризику е надзви-чайно трудомюткою \ потребуе наявност значного за обсягом статистичного матер1алу про окрем1 сектори економжи за багато роюв, то ми для вивчення впливу основних фактор1в кредитного ризику на величину економ1чного кашталу банку в стресових умовах скористаемось однофакторною моделлю, яка лежить в основ! рекомендацш Безель II:
X =Р + , (10)
Тут Y - спшьний для уЫх позичальниюв систематичний фактор, 2 - щосин-кратичш фактори. Y та 2 - незалежш фактори, як задовольняють стандартному нормальному розподшу, р - параметри кореляци або чутливють 1-го позичальника до змш систематичного фактора Y. Корелящя /-го та у-го акти-в1в визначатиметься 1з такого виразу:
соту(Хъ Ху) = . (11)
Якщо р = ру = р, отримують вщому модель ВаЫчека \ параметр кореляци р для корпоративних кшенлв, яку Базельський ком1тет рекомендуе об-
числювати за формулою (3). Надаш пiд час визначення параметрiв р ми та-кож будемо використовувати також рекомендаци Базеля II.
Розглянемо приклад проведення стрес-тестування конкретного кредитного портфеля, основш характеристики якого наведено в табл. 2.
Табл. 2. Кредитний портфель банку
Пози-чаль-ник Рейтинг Имов1ртсть дефолту (РБ) ЕАБ (тис. грн.) Р1 Пози-чаль-ник Рейтинг Имов1ртсть дефолту (РБ) ЕАБ (тис. грн.) Р1
1 А 0,035 200 0,1409 11 В 31,20% 260 0,1200
2 ВВ- 29,00% 300 0,1200 12 А 3,50% 250 0,1409
3 ВВВ 10,00% 100 0,1208 13 В 31,20% 140 0,1200
4 В+ 30,00% 150 0,1200 14 А 3,50% 110 0,1409
5 В+ 30,00% 230 0,1200 15 В- 33,00% 320 0,1200
6 ВВ- 29,00% 130 0,1200 16 А- 5,00% 245 0,1299
7 А- 5,00% 200 0,1299 17 В 31,20% 111 0,1200
8 В+ 30,00% 50 0,1200 18 В+ 30,00% 212 0,1200
9 В+ 30,00% 20 0,1200 19 ВВВ 10,00% 350 0,1208
10 В 31,20% 500 0,1200 20 В 31,20% 600 0,1200
ьи
и
Для проведення стрес-тестування економiчного катталу скорис-таемось методом симуляцiй Монте-Карло. Введемо випадкову змшну Ь^, яка мае розподш Бернуллi та представляе втрати по i-му кредиту для к-го сцена-рiю у випадку банкрутства позичальника:
{щьови, якшорк <Ф-1(РВ,) } (12)
(0 , якщОу[рУк >Ф-1(РД)Г ^ )
N
Обчислюемо суму збитюв для кожного сценарiю Ьк = ^ Ьк. У резуль-
г=1
татi застосування 100 000 сценарпв ми одержимо статистичну вибiрку, i на 11 основi можна побудувати емтричну функцiю розподiлу втрат кредитного портфеля та обчислити q(X. Сформоваш резерви банку визначаються очшува-ними втратами (9). Величину економiчного кашталу за нормальних умов от-римаемо iз (8). У разi стресових ситуацiй спостерiгаеться рiзке збiльшення основних факторiв ризику - ймовiрностi дефолту (РБ), втрат пiд час дефолту (ЬОБ) та кореляцiй активiв. Введемо скалярш множники Лрв, ЛЬоВ, Лр, якi бу-дуть характеризувати збурення вщповщних параметрiв ризику. У такому випадку:
N
ЕЬ = ЛьовЛрвТ щЬвБРБ, (13)
1=1
тк = { Льоощьовк, якщоЛ^+V 1~Лрргк )<ф-1(ЛроРВд } (14)
' (0 ,якшоЛР^ 1-Лррг2к)>Ф-1(Лр0РД)| ' ^ '
согг(Хи X}) = Лру/ррр (15)
Результати застосування методу симуляцш Монте-Карло для рiзних значень Лрв, ЛЬсв, Лр наведено на рис. 2. Легко бачити, що за фжсованих Лшв,Лр та збшьшення ймовiрностi дефолту РБ (Лрв > 1) величина економiчно-
го кашталу, необхщна на покриття непередбачуваних втрат, практично не змь нюеться за р1зних значень ЛРп Причому результати сценарда 2, за якого корелящя не залежить вщ ймов1рност1 дефолту, та сценарда 3, де корелящя, зпдно 1з стандартами Базеля II, е функщею вщ ймов1рносл дефолту { визначаеться за формулою (3), практично не вщр1зняються. Величина економ1чного кашталу в раз1 збшьшення лише ймов1рносл дефолту майже не змшюеться, оскшьки у цьому випадку мае мюце тшьки зсув розподшу втрат кредитного портфеля без будь-яких ютотних потовщень чи видовжень "хвост1в" розподшу. Це мо-же слугувати шдтвердженням результат1в, отриманих у робот [5].
Найбшьш динам1чно економ1чний каштал збшьшуеться за сценарда 5, коли зростають кореляци актив1в та ЬОБ за стало! ймов1рност1 дефолту. Бшь-шють економ1ст1в сходяться на думщ, що стресов1 умови в економ1щ супро-воджуються одночасним р1зким збшьшенням уЫх трьох згаданих вище пара-метр1в кредитного ризику, через це особливий штерес представляе сценарш 6, 1з якого видно (рис. 2), що за одночасного зростання на 60 % ЬОБ, РБ та кореляцш, економ1чний каштал збшьшиться майже на 20 %.
Рис. 2. Результати застосування стресових сценарив до однофакторноИмоделi
кредитного ризику
Розглянутий шдхщ до проведення стрес-тестування кредитного портфеля банку на основi методу Монте-Карло е надзвичайно гнучким, оскшьки дае змогу змоделювати поведiнку основних факторiв ризику через викорис-тання рiзних функцiй розподiлу, що робить його ушверсальним шструмен-том управлшня банювського ризик-менеджменту.
Висновки. Запропонована у дослщженш методика проведення стрес-тестування кредитного портфеля грунтуеться на застосуванш однофакторно! моделi методу симуляцiй Монте-Карло. Стрес-тестування кредитного портфеля щодо величини непередбачуваних втрат iз допомогою методу Монте-Карло пiдтвердило цшу низку теоретичних положень стосовно впливу рiзних факторiв кредитного ризику на величину економiчного капiталу банку. На потовщення "хвоста" розподiлу втрат портфеля, i отже, на збшьшення необ-хщного економiчного капiталу, впливае зростання LGD та кореляци активiв, тодi як збурення лише ймовiрностi дефолту веде до зсуву криво! розподшу з одночасним збшьшенням очжуваних втрат та VaRgg,^, що у результат практично не змiнюе величини економiчного капiталу. Ключовим питанням шд час формування стресових сценарив е поведшка рiзних факторiв ризику в стресових умовах та моделювання кореляцш мiж ними. При побудовi стресових сценарив у робот вважають, що кореляци активiв пiд час шокових для економiки подiй не можуть визначатись на основi !х iсторичних даних за нор-мальних умов, а !х обчислення мае швидше суб'ективний характер. Перспек-тивним напрямом подальших наукових дослiджень за щею тематикою може бути побудова економетричних моделей визначення параметрiв кореляци р на основi вiтчизняних юторичних даних.
Л1тература
1. Андриевская, И.К. Стресс-тестирование: обзор методологий / И.К. Андриевская // Управление в кредитной организации. - 2007. - № 5. - С. 34-44.
2. Kupiec, Paul. Stress-testing in a value at risk framework // Paul Kupiec // Journal of Derivatives. - 1999. - Vol. 24. - Pp. 7-24.
3. Finger, Kim. A stress test to incorporate correlation breakdown // Finger Kim / Journal of Risk. - Vol. 2, No. 3. (2000). - Pp. 6-19.
4. Allen, L. Incorporating systemic influences into risk measurements: a survey of the Literature // Allen, L, A Saunders / Journal of Financial Services Research, (2004). - Vol. 26, Number 2, 161-191
5. Gersbach, H. Firm defaults and the correlation effect // Gersbach, H, A Lipponer / European Financial Management. - 2004. - Vol. 9, issue 3. - Pp. 361-77.
6. Hansen Martin Basel II Correlation Values. An Empirical Analysis of EL, UL and the IRB Model / Martin Hansen, Gary van Vuuren, Mariarosa Verde // Credit Market Research Financial Institutions Special Report Fitch ratings. May 19, 2008. [Електронний ресурс]. - Доступний з http://www.fitchratings.com/dtp/pdf2-08/ibas0519.pdf
7. Sorge, Marco. Stress-testing financial systems: an overview of current methodologies // Marco Sorge / World Bank Group - International Finance Corporation December 2004 BIS Working Paper. - No. 165. [Електронний ресурс]. - Доступний з http://www.papers.ssrn.com/sol3/ papers. cfm?abstract_id=759585& rec=1&srcabs=973989
Кышакевич Б.Ю. Стресс-тестирование экономического капитала банка на основе однофакторных моделей
Предложен подход к проведению стресс-тестирования экономического капитала на основе однофакторной модели и метода Монте-Карло. Проанализировано поведение основных факторов кредитного риска в условиях стрессовых экономических ситуаций.
Ключевые слова: кредитный портфель, однофакторная модель, стресс-тестирование, метод Монте-Карло, корреляция активов, экономический капитал, стрессовый сценарий.
Kyshakevych B.Yu. Stress-testing of economical capital on the base of one-factor models
An approach for economical capital stress-testing conducting on the base of one-factor model and Monte-Carlo method was offered in article. Behavior of the main risk factors under stress conditions in economy was provided.
Keywords: Credit portfolio, one-factor model, stress-testing, Monte-Carlo method, asset correlation, economical capital, stress scenario.
УДК 330.332:336.717 Доц. Л.Г. Кльоба, канд. екон. наук -
НУ "Львiвська полтехмка"
РЕГУЛЮВАННЯ БАНК1ВСЬКО1 1НВЕСТИЩЙНО1 Д1ЯЛЬНОСТ1
Розглянуто питання, пов'язаш з державним та ринковим регулюванням бан-ювсько'1 швестищйно'1 дiяльностi. Узагальнено теоретичш тдходи i тенденцп до ре-гулювання банювсько'1 швестицшно'1 дiяльностi в сучасних ринкових умовах.
Ключов1 слова: банк, банювська дiяльнiсть, банювська iнвестицiйна дiяльнiсть, банкiвське регулювання, регулювання банювсько'1 швестищйно'1 дiяльностi, бан-ювський нагляд, банкiвське законодавство.
Постановка проблеми. Визначальною умовою створення ефективно1' банювсько1' системи е вдосконалення управлшня банювською, зокрема й швес-тицшною д1яльшстю. Тому, на наш розсуд, з цим окремого дослщження потре-бують питання, пов'язаш з регулюванням банювсько1' iнвестицiйноi д1яльност1.
Аналiз останнiх дослвджень i публiкацiй. Класики економiчноi науки: А. Смгг, Д. Ржардо, Дж. М. Кейнс, М.1. Туган-Барановський та 1нш1 значну увагу у своiх працях придшяли дослщженню банювсько1' швести-цiйноi д1яльност1. У розвиток теори управлшня банювською швестицшною д1яльшстю значний внесок зробили О.Д. Вовчак [4], В.1. Грушко [5], А.Я. Кузнецова [7], Б.Л. Лущв [8], А.М. Мороз [3], Л.О. Примостка [10], С.К. Реверчук [11] та шш1 [12-23]. Але окрем1 аспекти ще1" проблеми з'ясова-но не повшстю. Зокрема, докладшшого дослщження потребують питання, пов'язаш з регулюванням банювсько1' швестицшно1' д1яльност1. Якраз це i зу-мовило виб1р теми дано!" стати.
Метою до^дження е розгляд питань, як стосуються регулювання банювсько1' швестицшно1' д1яльност1. Об'ектом досл1дження е банювська ш-вестицшна д1яльн1сть в Укршш. Предметом досл1дження е теоретико-мето-долопчт та прикладш засади щодо регулювання банювсько1' швестицшно1' д1яльност1 в умовах ринково1' трансформаци економжи Украши.
Виклад основного матерiалу
Сучасна система регулювання банювсько1' швестицшно1' д1яльност1 охоплюе державш та ринков1 шструменти впливу, взаемод1я яких забезпечуе ефектившсть та сощальшсть банювського швестицшного б1знесу.
У цьому дослщженш зупинимось на деяких методолопчних та кон-цепцшних шдходах до вивчення проблеми регулювання банювсько1' д1яль-носи з позицш системноси та комплексность
Банювське регулювання - це дуже важливий елемент сучасного бан-ювництва. Саме шд цим кутом розглядаеться i сприймаеться система регулювання банювсько!' iнвестицiйноi дiяльностi у цiй роботi. У 1975 р. засновано
