Расчет тарифных ставок в страховании

Заказать работу

РОССИЙСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ ТЕХНОЛОГИЧЕСКИЙ УНИВЕСИТЕТ

(МАТИ им. К.Э. ЦИОЛКОВСКОГО)

КАФЕДРА "ФИНАНСОВЫЙ МЕНЕДЖМЕНТ"

 

РЕФЕРАТ по ДИСЦИПЛИНЕ

"Страховое дело"


Расчет тарифных ставок в страховании.


ВЫПОЛНИЛ:

Студент

Группы 6МФ-III-55

Скоркин Я. Л.

МОСКВА.

2002 учебный год


Содержание.

1.   Введение.

1.1.     Структура тарифной ставки.

1.2.     Некоторые понятия теории вероятностей, применяемые в страховании.

1.3.     Теоретические аспекты определения тарифной ставки.

2.   Расчет тарифных ставок в страховании жизни.

2.1.     Таблицы смертности.

2.2.     Операции на вероятностями в страховании жизни.

2.3.     Коммутационные функции и страховые аннуитеты.

2.4.     Страхование на дожитие.

2.5.     Страхование жизни.

2.6.     Пенсионное страхование.

2.7.     Расчет страховых резервов.

3.   Расчет тарифных ставок в рисковых видах страхования.

3.1.     Понятие тарификационной системы.

3.2.     Теоретические аспекты определения тарифных ставок.

3.3.     Практический подход к определению нетто-ставки.


ВВЕДЕНИЕ.

Определение тарифной ставки можно понять после того, как будут понятны схема работы страхового рынка. Так страховщик и страхователь заключают между собой сделку на то, что страховая компания, окажет определенную услугу своему клиенту при наступлении страхового случая, указанного в договоре. Любая услуга имеет свою стоимость или цену, которая выражается в страховом взносе (тарифе, премии), которую страхователь уплачивает страховщику. Страховая премия устанавливается при подписании договора и остается неизменной в течении срока его действия.

Реальная стоимость страховой услуги состоит в том, что если наступил страховой случай, то страховщик, например, оплачивает затраты страхователя, возмещая ему тем самым ущерб, понесенный им в связи с происшедшим. Необходимо определить, как страховщик определяет для себя данную цену, чем он руководствуется в процессе ее установления.

Во-первых, величина премии должна быть достаточна, чтобы:

- ответить по договору страхования в размере предлагаемых претензий;

- создать страховые резервы;

- покрыть издержки страховой компании;

- обеспечить определенный размер прибыли.

Во-вторых, цена страховой услуги, как и всякая рыночная цена, колеблется под влиянием спроса и предложения. Она варьируется в определенном интервале, нижняя граница которого определяется равенством между поступлениями платежей от страхователей и выплатами страхового возмещения (страховых сумм) по договорам плюс издержки страховой компании (Пн=А+З). Понятно, что при таком уровне цены, страховщик не получи ни какой прибыли. Верхняя граница цены страховой услуги определяется размером спроса на нее и величиной банковского процента (Пв=F(Ds;i). Тогда Пн <=ПX.<=Пв. Влияние спроса подтверждается тем, что стоимость данной страховой услуги определяется потребностью в ней. Если спрос высокий, то растут цены на страховые услуги, вследствие этого появляется множество страховых фирм конкурентов, после чего страховые тарифы приходят к определенному уровню (выравниваются).

Динамика банковского процента в сравнении со страховыми тарифами определяют решения клиента по поводу того, как ему противостоять своим рискам. То есть, он определяет, что для него лучше: взять ссуду в банке или обратиться к страховой компании. Кроме этого, средства клиентов, аккумулированные в страховой компании, инвестируются в различные виды деятельности, в том числе кладутся на депозит в коммерческие банки, предоставляются в виде кредитов, вкладываются в недвижимость и ценные бумаги и т.д. В данном случае страховая компания может конкурировать с банком, в процессе чего она соизмеряет свои страховые тарифы со ставками в коммерческом банке, стараясь повлиять на выбор клиента. Другой вариант - доходы от инвестиционной деятельности покрывают расходы страховой компании и идут на формирование прибыли, тем самым, позволяя страховщикам снижать цены страховых услуг.

Цена страховой услуги определяется также некоторыми специфическими факторами, такими как: состояние дел страховой компании, величина и структура ее страхового портфеля, управленческие расходы, доходы, которые страховщик получает от инвестиций временно свободных средств и т.д.

Страховая услуга хотя и специфический, но все же товар, а, следовательно, она имеет определенный жизненный цикл, который, в свою очередь, влияет на величину стоимости страховой услуги. Жизненный цикл страховой услуги имеет вид параболы, который определяет тенденцию изменения размера страхового тарифа во времени.

Цена страховой услуги на языке страхования называется страховой премией, и имеет определенную структуру, элементы которой должны обеспечивать финансирование страховщика.

Структура страховой премии.

Элемент премии Назначение

Нетто премия по риску + Страховая надбавка

Е1(X)+Н(х)

Покрытие ущерба при наступлении страхового случая и формирование страховых резервов
+Надбавка на покрытие расходов З(X) Оплата расходов страховщика.
+Надбавка на прибыль V Формирование прибыли
Итого: Брутто-премия (страховой тариф) П(X) Все вышеперечисленное.

Нетто-премия – самая необходимая и неопределенная часть страхового тарифа. Она необходима для того, чтобы вовремя и сполна рассчитаться с клиентом, то есть возместить его потери после наступления страхового случая. Однако, в момент калькуляции цены величина ущерба неопределенна. На основе данных об ущербах за прошлый период рассчитывается частота наступления страховых случаев, к ним приведших, и их вероятность(q), после чего определяется средняя величина ущерба и их распределение. Другими словами, согласно договору страхования страхователь уплачивает страховщику определенную сумму (страховую премию), после чего он имеет право получить страховую сумму S после наступления страхового события. Так как вероятность страхового случая определена, то размер страховой премии определяется как: П=S*q (принцип финансовой эквивалентности). Нетто-премия – аванс за оказание услуги, по возмещению ущерба, минимальная оплата за риск, с ним связанный.

Техника расчета страховых тарифов совершенна с математической точки зрения, однако, она не подтверждается при ее практическом применении. Даже при очень хорошей информации об ущербах, реальные ущербы превосходят его реальную величину в 50% случаев. Для того чтобы гарантировать клиентам страховую защиту, страховым организациям приходится перестраховываться, и к собственно нетто-премиям по риску добавлять страховую надбавку. Она необходима, чтобы финансировать случайные отклонения реального ущерба над ожидаемыми показателями. Кроме того, она страхует ущербы, связанные с информационными ошибками.

Остальные составляющие тарифной ставки относятся к экономике страхового предприятия, их определение – это задача экономистов и бухгалтеров. Их расчеты схожи с подобными расчетами в других организациях и не имеют особых отличий. Другое дело обстоит с расчетом нетто-премии, исчисление которой можно отнести к страховой математике. Для страховщика данная задача является самой важной, самой сложной и самой ответственной. Главная проблема состоит в неопределенности ущерба на момент калькуляции тарифа. Определение-нетто ставки неразрывно связано со всей деятельностью страховой компании, она влияет на затраты, на прибыль и на уровень ее развития.

Расчет нетто-премии состоит в установлении закономерности для калькулируемого риска. В общем случае это вероятностное распределение общего ущерба от риска на калькулируемый период. Кроме того, устанавливаются некоторые параметры, характеризующие данное распределение, такие как средняя величина, рассеяние и т.д.

S1,S2,…,Sn. – Страховые суммы.

q1,q2,…,qn – вероятности ущербов.

P1,P2,…,Pn – премии от страхователей.

X1,X2,…,Xn – ущербы.

P1,p2,…, pn - вероятность того, что страховое событие не наступит, и не приведет к затратам на покрытие ущерба.

Для определения вероятностей ущербов необходима статистическая информация за предыдущие периоды по подобным страховым случаям. Чем больше анализируемый период, то есть чем длиннее история страховых событий, а, следовательно, чем больше совокупность исследуемых данных, тем точнее определяются вероятности и устанавливаются закономерности рисков.

Также важно определить факторы риска, такие как число ущербов и затраты на их ликвидацию. Если определены наиболее важные факторы, дающие объяснение закономерности риска, то они представляют собой тарифные факторы. Однородные факторы объединяются в группу тарифных факторов. В общем, при формировании исходной базы для тарифных расчетов используются три вида информации: данные индивидуальных ущербов по единичным рискам, ущербы по тарифным группам, и данные по всей рисковой совокупности.

В теории риска существуют отлаженные методы расчета страховой премии, которые полагаются на методы теории вероятностей и статистики. Итак, страховая премия, представляющая собой сумму нетто-премии и страховой надбавки, выражается следующей формулой: П(X)=Е1(X)+Н(X).

Страховая сумма зависит от величины ущерба, поэтому S=f(x). Нетто-премия зависит как от ущерба, так и от величины страховой суммы (Е=f1(s)=f2(x)=Е(Х)=Е(S)). Данные зависимости определяются вероятностями наступления страховых событий, а, следовательно, нужно знать и понимать характеристики случайных величин. Нетто-премия является случайной величиной, хотя и зависит от вполне определенной суммы страховой суммы. Для ее расчета, необходимо использовать формулы и применять закономерности из теории вероятностей.

Характеристики случайной величины.

Формула Описание

Математическое ожидание – величина показывающая такое значение Х из всего множества, наступление которого наиболее вероятно. Прближенно равно среднему значению. В страховании это наиболее вероятная стоимость совокупной нетто-премии.

Дисперсия – величина, показывающая наиболее вероятное значение из множества отклонений средней величины от ее математического ожидания. Она характеризует рассеяние вариационного распределения. В страховании дисперсия показывает разброс в значении ущербов, а, следовательно, нетто-премий и страховых сумм..

Среднее квадратическое отклонение – величина по сути тождественная дисперсии (выражается в единицах случайной величины).

Коэффициент вариации – показывает степень отклонения от средней величины в %. Чем он больше, тем больше рассеяние.

; n–число страховых событий.

Средняя арифметическая. Применятся для расчета среднего значения.

Данные формулы применяются в страховании в различных вариантах, так как методы расчета нетто-премии отличаются один от другого, в зависимости от вида страхования. Наиболее часто используется 1-ая формула, как математическая основа нетто-премии. Страховая надбавка (Н(х)), добавляемая к нетто-премии пропорционально моментам распределения вероятностей страховых событий, одним из следующих способов:

1.    Исходя из принципа ожидаемой оценки – Н(Х)=а*Е1(х), (а>0). Здесь надбавка изменяется прямо пропорционально математическому ожиданию страхового случая.

2.    Исходя из принципа стандартного отклонения: Н(х)=b*(x), (b>0) – страховая надбавка прямо пропорциональна отклонению от среднего значения ущерба.

3.     По коэффициенту вариации: Н(х)=с*Var(x), (с>0), то есть страховая надбавка напрямую зависит от стандартного отклонения, и изменяется обратно пропорционально от его среднего значения.

(a,b,c) – числа, показывающие степень пропорциональности и уровень страховой надбавки.

Нетто-премию можно представить не только как математическое ожидание величины ущербов, но и как произведение среднего ущерба на значение вероятности его появления в различных временных периодах: Е1(Х)=, где t – временные периоды. Данная формула имеет смысл, если страховые события независимы, то есть наступление одного из них не влияет на появление другого. В принципе, эта формула также выражает принцип финансовой эквивалентности: нетто-премия равна произведению средней величины ущерба (так для себя ее оценивает страхователь) заранее известной вероятности его наступления (определенной на основании прошлого опыта).

Для определения страховой премии необходимо знать, что страховая премия уплачивается во время заключения договора страхования, а страховая сумма – спустя некоторое время (если произойдет страховой случай). Поэтому у страховщиков есть и запас времени, и возможность получить всю премию целиком, не заплатив ничего страхователю. Используя время, страховщик может инвестировать средства, получая от этого дополнительный доход. А если не произойдет страховой случай, то сумма страховых премий по данным договорам страхования остается у страховщика. В этих двух пунктах и заключаются основные доходы страховой компании.

Страховой бизнес обладает значительной долей авантюризма, в нем неотъемлемо присутствует элемент случайности. То есть, как страховщик, так и страхователь получают свои выгоды в зависимости от фортуны. Если рассмотреть формирование цены страховой услуги с точки зрения затрат, то их определение заключается в калькуляции ущерба, к которому приведет страховое событие. Его определяют как страховщик, так и страхователь, договариваясь о выплате определенной страховой суммы. Однако, в страховании нельзя определить придется ли нести эти затраты страховщику, как компании, оказывающей услуги. В данном случае сложно найти равновесную цену и определить взносы страхователя. Единственным путем в ее определении является анализ прошлых данных, при этом исследуемый период должен быть как можно дольше, а совокупность данных однороднее.

Величина выплат по договору страхования является случайной величиной, а, следовательно, сумма выплат по всем договорам, также величина случайная. Сумма выплат ограничена страховым фондом, который формируется из страховых премий. Поэтому совокупная страховая сумма варьируется в некотором интервале, верхняя граница которого равна сумме всех выплат по всем договорам. Для обеспечения 100%-ной гарантии того, что сумма нетто-премий превысит сумму выплат, страховщик должен создать страховой фонд в размере совокупной страховой суммы. В этом случае страховая премия будет равна страховой сумме. В результате страхователь, с учетом нагрузки, должен будет заплатить больше, чем получит при наступлении страхового случая. Такие условия страхователь не примет, а, следовательно, страховщику приходится рисковать так, что его риск определяется вероятностью всех страховых событий от которых он страхует. Для себя страховщик определяет размер своего риска, что математически можно выразить следующим неравенством:  или , где y – заданная страховщиком гарантия безопасности, Si – выплата, Pi - премия, b – верхняя граница страховой гарантии. Сущность данного неравенства такова: вероятность того, что сумма всех выплат превысит сумму всех взносов страхователей, должна быть определена страховщиком заранее. Это делается для определения нетто-премии.

Согласно теореме А.М.Ляпунова (если Х – случайная величина, равная сумме большого числа независимых случайных величин, влияние каждой из которых на всю сумму ничтожно мало, то Х имеет распределение близкое к нормальному) страховые события и страховые выплаты распределены по нормальному закону. Если известен закон распределения случайной величины, то приведенное выше неравенство легко решаемо. Во-первых, вероятность того, что непрерывная случайная величина Х примет значение, принадлежащее интервалу (a,b), равна определенному интегралу от плотности распределения, взятому в пределах от a до b (. Во-вторых, - функция нормального распределения, где a – матемпатическое ожидание случайной величины, а - ее среднее квадратическое отклонение. И в-третьих, , где Ф – функция Лапласа. Сумма нетто-премий является математическим ожиданием от суммы страховых выплат, а вероятность отклонения должна быть задана страховщиком заранее, то приведенное выше неравенство тождественно приведенному выше. Подставляя известные значения в данное уравнение можно найти суммарную величину нетто-премии.

Исходя из принципа финансовой эквивалентности, ожидаемую величину нетто-премии можно выразить как произведение страховой суммы и нетто-ставки, выражаемой в процентах (Е(X)=S(X)*T(X)/100). Где Т(Х) – нетто ставка, которая зависит как от вероятности наступления страхового случая, так и от тяжести страхового случая (величины ущерба). Страховую сумму определяет сам страхователь. Верхняя ее граница – максимальная стоимость страхуемого имущества.

Нетто-премия является частью брутто-премии (П(Х)), которую также можно выразить в процентах к общей величине выплат: П(Х) = S(X)*L(X)/100, где L(X) – брутто ставка в %. При этом, L(X) = Т(Х) *f , где f – доля нагрузки, выраженная в процентах. Доля нагрузки рассчитывается по данным бухгалтерского учета страховщика: , где R - расходы, за исключением комиссионных. - сумма собранных брутто-премий по данному виду страхования, K(%) – процент комиссионных, получаемых посредниками по данному виду страхования, V- доля прибыли в брутто-ставке, которую страховщик хочет получить по данному виду страхования. Исходя из приведенных выше формул, расчет брутто-ставки можно представить следующим выражением: П(Х)=Т(Х)/(1-f) или П(Х)=Т(Х)/100-f%.

Выше были описаны общие принципы формирования нетто-ставок, которые являются основой частных расчетов, зависящих от вида страхования. Каждый из видов имеет свои особенности, связанные с характером страхуемых событий и объектов. Некоторые из этих особенностей оказывают существенное влияние на расчет нетто-ставок.

Виды страхования сточки зрения особенностей расчета нетто-ставок можно разделить на 2 категории:

1.    Страхование жизни. Здесь формирование резерва взносов и расчеты тарифных ставок производятся с помощью актуарных методов, на основе таблиц смертности и норм доходности по инвестициям временно свободных резервов по страхованию жизни.

2.    Рисковые виды страхования. Это те виды страховой деятельности, отличающиеся от страхования жизни. Они не предусматривают обязательств страховщика по выплате страховой суммы при окончании срока действия договора страхования, и не связаны с накоплением страховой суммы в течении срока действия договора страхования. В рисковых видах страхования не используется принцип капитализации и, следовательно, при расчете нетто-ставок не используются методы финансовых исчислений (дисконтирование и компаундинг). Данные виды страховой деятельности можно условно разделить на два вида:

-      Массовые рисковые виды страхования. Они охватывают значительное число субъектов страхования и страховых рисков, характеризующихся однородность объектов страхования и незначительным разбросом в размерах страховых сумм. Наличие большого числа застрахованных объектов подразумевает, что по указанным рискам существует достаточный объем статистических данных, на основе которых можно описать всю совокупность рисков с помощью их числовых характеристик, таких как среднее значение и дисперсия. При этом, учитывая однородность застрахованных объектов, можно утверждать, что средние значения будут характеризовать всю совокупность с достаточной точностью.

-      Страхование редких событий и крупных рисков. В данном случае речь идет о рисках, связанных с низкой частотой наступления страхового события и высокой стоимостью ущерба. Число объектов, которое можно застраховать, ограничено, а разброс страховых сумм составляет значительную величину. Для страхования редких событий и крупных рисков существуют некоторые особенности расчета нетто-ставок, обусловленные спецификой страхуемых рисков и объектов. Во-первых, при расчете тарифов необходимо опираться на данные за несколько лет (чем больше срок тем точнее расчет). Определенная таким образом премия должна поддерживать финансовое равновесие страховщика в пределах не одного года, а достаточно продолжительного периода. Во-вторых, при расчетах нетто-премий необходимо использовать реальную стоимость риска, а не среднюю, в отличии от страхования массовых рисков, так как совокупность рисков неоднородна. В-третьих, страховщики вынуждены учитывать перестрахование на величину ущерба по всему портфелю рисков данного типа. В-четвертых, для взвешенного расчета тарифных ставок необходимо расширить базу данных за пределы статистической информации и использовать данные других страховых компаний.

Расчет тарифных ставок при страховании жизни.

Страхование жизни обуславливает ряд особенностей, которые влияют на выбор форм и методов анализа подготовки и проведения страховых операций. Можно выделить основные факторы, которые влияют на методику расчета тарифных ставок по страхованию жизни:

1.    Объектом договора по данному виду страхования является жизнь, здоровье и трудоспособность граждан. Количественные показатели, характеризующие продолжительность жизни и смертность среди населения страны централизовано собираются и обрабатываются в федеральных и региональных органах статистики. На основании подобных данных составляются таблицы смертности, которые используются страховщиками при расчете нетто-ставок по страхованию жизни.

2.    Договоры страхования жизни, обычно, заключаются на длительный срок. Период времени между уплатой взносов и моментом выплат достигает нескольких лет. В течении этого срока за счет инфляции и прибыли, получаемой от инвестирования временно свободных средств, стоимость страховых взносов изменяется. Чтобы учесть подобные изменения применяются методы финансовых исчислений (дисконтирование).

В страховании жизни неопределенность связана со случайным характером продолжительности человеческой жизни. Поэтому страховщики должны располагать данными для расчета вероятностей дожития до определенного возраста лиц различного пола. Источником таких данных являются таблицы смертности, составляемые на основе переписи населения.

Таблица смертности.

Таблица смертности и коммутационных функций. (мужчины, i=9%

Аннуитет.

x

lx

qx

dx

Dx

Nx

Cx

Mx

N(12)x

N(12)x

ax

18 100000 0,00149 149 21199,37402 244591,9762 28,978961 1003,702 254308,36 234875,5965 11,53769805
19 99851 0,001732582 173 19419,98803 223392,6022 30,868544 974,7228 232293,43 214491,7744 11,50323069
20 99678 0,001956299 195 17785,63423 203972,6142 31,921122 943,8543 212124,36 195820,8652 11,46839137
21 99483 0,002161173 215 16285,1745 186186,98 32,289068 911,9332 193651,02 178722,9417 11,4329128
22 99268 0,002337108 232 14908,238 169901,8055 31,965281 879,6441 176734,75 163068,8631 11,39650477
23 99036 0,002494043 247 13645,31729 154993,5675 31,22202 847,6788 161247,67 148739,4637 11,35873679
24 98789 0,002631872 260 12487,41769 141348,2502 30,151637 816,4568 147071,65 135624,8504 11,3192538
25 98529 0,002770758 273 11426,19487 128860,8325 29,045155 786,3051 134097,84 123623,8265 11,27766802
26 98256 0,002931119 288 10453,70243 117434,6376 28,111048 757,26 122225,92 112643,3573 11,23378424
27 97968 0,003123469 306 9562,441641 106980,9352 27,401825 729,1489 111363,72 102598,1494 11,18761706
28 97662 0,003327804 325 8745,480415 97418,49355 26,700225 701,7471 101426,84 93410,14836 11,13929583
29 97337 0,003564934 347 7996,676302 88673,01314 26,153784 675,0469 92338,156 85007,86983 11,08873359
30 96990 0,003814826 370 7310,246493 80676,33683 25,584698 648,8931 84026,866 77325,80719 11,03606245
31 96620 0,004046781 391 6681,063461 73366,09034 24,804406 623,3084 76428,244 70303,93625 10,98119944
32 96229 0,004250278 409 6104,611614 66685,02688 23,803942 598,504 69482,974 63887,07989 10,92371327
33 95820 0,004445836 426 5576,757172 60580,41527 22,74619 574,7001 63136,429 58024,40156 10,86301831
34 95394 0,004654381 444 5093,544793 55003,65809 21,749814 551,9539 57338,199 52669,11673 10,7986992
35 94950 0,004865719 462 4651,227061 49910,1133 20,762902 530,2041 52041,926 47778,3009 10,73052608
36 94488 0,00514351 486 4246,417888 45258,88624 20,038068 509,4412 47205,161 43312,61137 10,65813291
37 94002 0,005499883 517 3875,758159 41012,46835 19,556162 489,4031 42788,858 39236,0792 10,58179243
38 93485 0,005947478 556 3536,185269 37136,71019 19,294848 469,8469 38757,462 35515,95861 10,50191304
39 92929 0,006488825 603 3224,91182 33600,52492 19,198062 450,5521 35078,61 32122,44034 10,4190523
40 92326 0,007083595 654 2939,436635 30375,6131 19,102549 431,354 31722,855 29028,37131 10,33382137
41 91672 0,00770137 706 2677,628309 27436,17647 18,918722 412,2515 28663,423 26208,93016 10,24644697
42 90966 0,008310797 756 2437,621011 24758,54816 18,585848 393,3327 25875,791 23641,3052 10,15684885
43 90210 0,008879282 801 2217,763703 22320,92715 18,066191 374,7469 23337,402 21304,45212 10,06461018
44 89409 0,009428581 843 2016,579408 20103,16345 17,443562 356,6807 21027,429 19178,89788 9,968942143
45 88566 0,009969966 883 1832,62929 18086,58404 16,762616 339,2371 18926,539 17246,62895 9,869199483
46 87683 0,010572175 927 1664,548659 16253,95475 16,144862 322,4745 17016,873 15491,03661 9,76478198
47 86756 0,011261469 977 1510,963999 14589,40609 15,61071 306,3297 15281,931 13896,88092 9,655694043
48 85779 0,012077548 1036 1370,594794 13078,44209 15,186628 290,719 13706,631 12450,25281 9,542165305
49 84743 0,013027625 1104 1242,239788 11707,8473 14,847187 275,5323 12277,207 11138,48739 9,42478852
50 83639 0,014084339 1178 1124,822344 10465,60751 14,534292 260,6851 10981,151 9950,063933 9,304231523
51 82461 0,015219316 1255 1017,412812 9340,785164 14,205804 246,1508 9807,0994 8874,470959 9,18091954
52 81206 0,016365786 1329 919,2004449 8323,372352 13,801319 231,945 8744,6726 7902,072148 9,055013407
53 79877 0,017539467 1401 829,5018416 7404,171907 13,347725 218,1437 7784,3603 7023,983563 8,926046377
54 78476 0,018719099 1469 747,6631389 6574,670066 12,839982 204,796 6917,349 6231,991127 8,793626064
55 77007 0,01997221 1538 673,0895034 5827,006927 12,333106 191,956 6135,5063 5518,507571 8,657105626
56 75469 0,021359764 1612 605,1802003 5153,917423 11,85918 179,6229 5431,2917 4876,543165 8,516335169
57 73857 0,022936215 1694 543,3520131 4548,737223 11,43343 167,7637 4797,7736 4299,700884 8,371621184
58 72163 0,024694095 1782 487,0546557 4005,38521 11,034288 156,3303 4228,6186 3782,151826 8,223687348
59 70381 0,026654921 1876 435,8048455 3518,330554 10,657196 145,296 3718,0744 3318,586667 8,073179063
60 68505 0,028713233 1967 389,1637631 3082,525709 10,251513 134,6388 3260,8924 2904,158984 7,920896037
61 66538 0,030794433 2049 346,7794619 2693,361946 9,7971349 124,3873 2852,3025 2534,421359 7,76678622
62 64489 0,032966863 2126 308,3491604 2346,582484 9,3259673 114,5902 2487,9092 2205,255785 7,610147148
63 62363 0,035229222 2197 273,5631707 2038,233323 8,8416677 105,2642 2163,6164 1912,850203 7,450686137
64 60166 0,03749626 2256 242,1337182 1764,670153 8,3294577 96,42253 1875,6481 1653,692198 7,287998406
65 57910 0,040269384 2332 213,8115682 1522,536434 7,8991377 88,09308 1620,5334 1424,539466 7,120926372
66 55578 0,043092591 2395 188,2582643 1308,724866 7,4426939 80,19394 1395,0099 1222,439828 6,951752535
67 53183 0,046161367 2455 165,2713101 1120,466602 6,9992199 72,75124 1196,216 1044,717251 6,779559024
68 50728 0,049459864 2509 144,6258353 955,1952918 6,5625451 65,75203 1021,4821 888,9084507 6,604596544
69 48219 0,053028889 2557 126,1217074 810,5694566 6,1358661 59,18948 868,37524 752,763674 6,426882994
70 45662 0,056896325 2598 109,5721224 684,4477491 5,7194964 53,05361 734,66831 634,227193 6,246550074
71 43064 0,061071893 2630 94,80538649 574,8756268 5,3118756 47,33412 618,3281 531,423158 6,063744351
72 40434 0,065563635 2651 81,66554318 480,0702403 4,9121925 42,02224 517,50028 442,6401997 5,878491976
73 37783 0,0704285 2661 70,01032418 398,4046971 4,5235982 37,11005 430,49276 366,3166318 5,690656368
74 35122 0,075650589 2657 59,70605696 328,3943729 4,1438517 32,58645 355,75965 301,0290968 5,500185235
75 32465 0,081256738 2638 50,63234731 268,688316 3,7745132 28,4426 291,89481 245,4818234 5,30665336
76 29827 0,087370503 2606 42,67718158 218,0559687 3,4208503 24,66809 237,61634 198,4955938 5,109427581
77 27221 0,093898093 2556 35,73252729 175,3787871 3,07818 21,24724 191,7562 159,0013787 4,908099156
78 24665 0,100952767 2490 29,70395515 139,6462598 2,7510977 18,16906 153,26057 126,031947 4,701268201
79 22175 0,10854566 2407 24,50023732 109,9423046 2,4398114 15,41796 121,17158 98,71302919 4,487397537
80 19768 0,116653177 2306 20,03747055 85,44206731 2,1444354 12,97815 94,625908 76,25822663 4,264114429
81 17462 0,125415187 2190 16,2385651 65,40459675 1,8684061 10,83371 72,847272 57,96192108 4,027732522
82 15272 0,134821896 2059 13,02936001 49,16603165 1,6115991 8,965305 55,137822 43,19424165 3,773480171
83 13213 0,144857337 1914 10,34194219 36,13667164 1,3744094 7,353706 40,876728 31,3966148 3,494186195
84 11299 0,155677494 1759 8,113610993 25,79472944 1,1588134 5,979297 29,513468 22,07599107 3,179192282
85 9540 0,167180294 1594,9 6,284866394 17,68111845 0,9639503 4,820483 20,561682 14,80055469 2,813284697
86 7945,1 0,239053001 1899,3 4,801982189 11,39625206 1,0531452 3,856533 13,597161 9,195343554 2,373239135
87 6045,8 0,341625591 2065,4 3,352343059 6,594269868 1,0506846 2,803388 8,1307604 5,0577793 1,967062962
88 3980,4 0,488066526 1942,7 2,024859522 3,241926809 0,9066662 1,752703 4,1699874 2,313866194 1,601062579
89 2037,7 0,695048339 1416,3 0,951003092 1,217067286 0,6064157 0,846037 1,6529437 0,78119087 1,279772166
90 621,4 0,981670422 610,01 0,266064195 0,266064195 0,2396214 0,239621 0,3880103 0,144118106 1
Формула

lx*(1+i)-x

dx*(1+i)-x+1

Таблица смертности – числовая модель процесса вымирания по возрастам некоторой абстрактной совокупности людей.

Прежде чем начать непосредственное описание методов расчета страховых аннуитетов и нетто-тарифов, необходимо сформулировать обще принципы определения нетто-премий в личном страховании.

В страховании жизни, как и в любом из видов страхования должно соблюдаться условие превышения страховых премий над страховыми выплатами (Е(Р)+I>=E(S)), где I – доход от инвестиций временно свободных средств. Величина страховых выплат является случайной величиной, и нельзя заранее предсказать точную сумму страховых выплат. За счет большого числа застрахованных, статистические данные однородны и обладают должной степенью надежности. Поэтому, вероятность отклонения реальных величин от их математического ожидания ничтожно мала. Вследствие этого, в актуарных расчетах принято использовать вероятную (ожидаемую) стоимость выплат. Тоже происходит и суммами нетто-премий. Их величина зависит от случайной величины S, а, следовательно, является величиной случайной.

К моменту осуществления выплат страховщик должен обладать фондом, равным вероятной стоимости выплат. Он определяет для себя будущую стоимость выплат и размер требуемого страхового фонда. Так как страховщик инвестирует свободные средства, то они ему приносят доход, который изменяется в зависимости от нормы доходности r, темпа инфляции (h), и ставки налогов (g). Тогда дисконтирование происходит по скорректированной ставке i=r(1-g)+h/100. Страховая премия выплачивается в момент заключения договора, то есть в современный момент времени, а страховые выплаты спустя определенное время. Поэтому, для их сравнения необходимо дисконтировать страховые выплаты, приводя их стоимость к сегодняшнему дню.

В страховании жизни нетто-премии иногда уплачиваются не одной суммой, а серией платежей, в различные периоды времени (в рассрочку). Для их учета страховщику приходится как нетто-премии, так и страховые выплаты приводить к одному моменту времени, иначе, при незапланированном прекращении договора, страховщик недополучит часть причитающихся ему премий.

Вышесказанное можно представить в виде неравенств, которые показывают основные принципы расчета тарифных ставок:

1.    E+I>S – Нетто-премия с учетом дохода, от инвестиций должна превышать страховую выплату.
Если данное равенство не будет соблюдаться, то страховщик обанкротится.

2.    E+I>Sp – Сумма выплат – величина случайная, так как неизвестно по каким договорам приходится возмещать ущерб. Поэтому в актуарных расчетах применяют ее наиболее вероятное значение (Sp).

3.    E>Sp-I – Современная вероятная стоимость выплат (разница между суммой выплат и накопленных доходов) не должна превышать стоимость единовременной нетто-премии.

4.    Ep-IE>Sp-I – Сравнение вероятной стоимости выплат происходит не с реальными суммами нетто-премий, а с их наиболее вероятным значением (математическим ожиданием). Современная вероятная стоимость нетто-премий, уплаченных в рассрочку, должна быть меньше, чем современная стоимость выплат.

Получается, что нетто-премии – доходы страховой компании, а страховые выплаты – ее расходы, причем и те и другие носят случайный характер. Так как в страховании жизни затронуты значительные периоды времени, в рамках которых изменяется стоимость денег пропорционально ставке i, то расчетные данные необходимо приводить к одному моменту времени.

Принцип финансовой эквивалентности (P=Sq) в страховании жизни несколько видоизменен. Пусть P – размер премии, qn – вероятность страхового события (смерть застрахованного через n лет после начала страхования). Если страховое событие произойдет на первом году страхования, то страховщик получит сумму Р, если на втором году – 2Р, и т.д. Математическое ожидание такого ряда премий составит: Pq1+2Pq2+3Pq3+…+nPqn. Однако, премия выплачивается в разные моменты времени. С учетом этого фактора данную величину необходимо привести к одному моменту времени (к начальному): E(P)=P(q1+(1+v)q2+(1+v+v2)q3+…+(1+v+…+vn-1)qn), где v=(1+i)-1-дисконтный множитель. Е(Р) – дисконтированное математическое ожидание страховых премий.

Теперь рассмотрим совокупность страховых выплат. Допустим, они выплачиваются в конце года, в котором имел место страховой случай. Тогда математическое ожидание выплаты в первом году составит Sq1, во втором году - Sq2, и т.д. С учетом фактора времени математическое ожидание страховых выплат выглядит так: E(S)=S(vq1+v2q2+…+vnqn)/

Как известно, E(S)=E(Р). Подставляя известные значения в данное равенство можно определить размер нетто-премии.

Зная основные принциы формирования нетто-премии в страховании жизни можно перейти к рассмотрению методов ее расчета. Итак, основной показатель таблицы смертности – число людей lx в возрасте х лет, оставшихся в живых из первоначальной совокупности l0 (обычно равной 100000 человек). Величины lx (кроме l0) определяют расчетным путем на основе заданных вероятностей смерти (qx) в возрасте х лет, или на основе количества умерших (dx). Указанные вероятности получают на основе данных статистики населения с последующим усреднением и сглаживанием.

Показатели таблицы смертности связаны следующими соотношениями:

-      lx+1=lx-dx;

-      dx=lx*qx;

-      qx=1-px=1-lx+1/lx=dx/lx .

Для определения страховых тарифов необходимо знать страховые вероятности в страховании жизни и действия над ними:

1.    npx=lx+n/lx – вероятность прожить n лет лицо, дожившим до возраста х лет.

2.    px=1-qx=1-dx/lx=lx+1/lx – вероятность человеком, дожившим до х лет, прожить еще 1год.

3.    nqx=1-npx=(lx-lx+n)/lx – вероятность умереть в интервале возрастов от x лет до n лет.

4.    mqx=mpx*qx+m=(lx+m/lx)*(dx+m/lx+m)=dx+m/lx  - вероятность дожить до возраста х лет и умереть в возрасте x+m лет в течении 1 года.

5.    m/nqx=mpx*nqx+m=(lx+m/lx)*(lx+m-lx+m+n)/lx+m=(lx+m-lx+m+n)/ lx – вероятность дожить до x+m лет и умереть в возрасте от x+m лет до x+m+n лет.

Для упрощения расчетов и сокращения записи формул в таблицах смертности используются коммутационные функции. Их смысл сложно интерпретировать, поэтому они должны восприниматься как чисто технические вспомогательные средства. Их можно разделить на две группы. В основу первых положены числа доживающих до определенного возраста, вторых – числа умерших.

1.    Dx=lx*vx

2.    , где w-предельный возраст, учитываемый в таблице смертности.

-      Nx=Nx+1+Dx; Nw=Dw

-      (Nx+1-Nx+2)+(Nx+2-Nx+3)+…+Nx+k-Nx+k+1=Nx+1-Nx+k+1

3.    Cx=dx*vx+1; Cx=dx*vx+1=(lx-lx+1)*vx+1=lx*vx*v-lx+1*vx+1=Dx*v-Dx+1

4.    ;

Страхование на дожитие.

Страхователь и страховщик договариваются между собой о том, что второй выплатит первому страховую сумму S, если он доживет до возраста n. В обмен на данные условия страхователь предлагает заплатить страховщику нетто-премию, которая равна произведению страхового тарифа и размера выплаты (nEx*S). Нетто-премия может уплачиваться единовременно, а может в рассрочку, что ведет к различной методике расчета:

1.    Нетто-премия уплачивается единовременно. В этом случае страхователь обязательно ее заплатит, иначе договор не будет заключен. Страховая выплата зависит от того, доживет ли страхуемый до n лет или нет. Поэтому, при ее расчете применяется математическое ожидание от суммы выплаты (S*npx). Страховая выплата произойдет только через n лет после заключения договора, поэтому ее необходимо привести к моменту уплаты нетто-премии (S*npx*vn). Используя принцип финансовой эквивалентности (обязательства должны быть равны), получается:

-      nEx*S = S*npx*vn

-      nEx= npx*vn= (lx+n/lx)* vn

-      nEx= (lx+n*vx+n/lx*vx+n)* vn=Dx+n/Dx

2.    Нетто-премия уплачивается в рассрочку. Здесь нетто-премия представляет собой поток платежей от страхователя страховщику, при этом все платежи составляющие нетто-премию в данном виде страхования – суммы фактические, а не вероятные, так как если человек умрет раньше времени, то он не получит страховую сумму, а у страховщика останется часть нетто-премий, которые он никому не должен. Пусть, страховые премии уплачиваются в течении t лет, в начале каждого года. Тогда P1*S – премия уплаченная в первом году, Р2*S – премия уплаченная во втором году и т.д.

-      (P1+P2*v+…+Pt*vt-1)*S = S*npx*vn

-      Если платежи одинаковы, то P(1+v+v2+…+vt-1)=npx*vn или

Страхование жизни.

Этот вид страхования называют также страхованием на случай смерти. Страховая сумма, равная S, выплачивается в случае смерти застрахованного. Страховой договор заключается страхователем в x лет на срок n лет. Здесь также следует рассмотреть два случая:

1.     Нетто-премия уплачивается единовременно. Тогда обязательства страхователя равны произведению страхового тарифа и страховой суммы (S*nAx). Нетто-премия – основное условие заключение договора, поэтому ее величина для страховщика реальная, а не вероятная. Если выплаты страховых сумм происходят в конце года, и страхователь умрет в 1-ый год, то страховая сумма будет равна S*qx*v (qx – вероятность умереть в возрасте х лет); если во второй год, то страховщик должен будет заплатить S*2qx*v2=S*v2*dx+1/lx;

-      если умрет в третий год – страховая выплата = S*v3*dx+2/lx и так далее.

-      В силу финансовой эквивалентности:

S*nAx=S*dx/lx*v+ S*dx+1/lx*v2+S*dx+2/lx*v3+…+S*dx+n-1/lx*vn

-      Умножим и разделим данное выражение на vx, тогда:

nAx=(dx/Dx)*vx+1+(dx+1/Dx)*vx+2+(dx+2/Dx)*vx+3+…+(dx+n-1/Dx)*vx+n=1/Dx *(Cx+Cx+1+…+Cx+n-1)

Mx=Cx+Cx+1+…+Cx+n-1+Cx+n+Cx+n+1+…+Cw

Mx+n= Cx+n+Cx+n+1+…+Cw

Mx-Mx+n= Cx+Cx+1+…+Cx+n-1

nAx= 1/Dx *(Mx-Mx+n)

-      Если страхование пожизненное, то nAx= Mx/Dx

2.     Нетто-премия вносится в рассрочку. Пусть рассрочка осуществляется посредством равных платежей (P) пренумерандо (в начале года) в течении t лет. В данном случае нетто-премия представляет собой поток платежей, ограниченный периодом t. При этом каждый член этого потока, является случайной величиной, так как при наступлении страхового случая платежи прекратятся, а страховщик должен будет уплатить всю страховую сумму страхователю. Наступление каждого последующего платежа не определено, так как неизвестно наступит ли страховой случай. Страховщик должен учитывать, что если он произойдет, то он потеряет не только страховую сумму, но и премии.

-      Исходя из принципа финансовой эквивалентности можно записать следующие выражение: S*(P+P*px*v+P*2px*v2+P*3px*v3+…+P*t-1pxvt-1) = S*dx/lx*v+ S*dx+1/lx*v2+S*dx+2/lx*v3+…+S*dx+n-1/lx*vn

-      P*(1+lx+1/lx*v+lx+2/lx*v2+lx+3/lx*v3+…+lx+t-1/lx*vt-1)= (Mx-Mx+n)/Dx

-      P*( 1+lx+1/lx*v+lx+2/lx*v2+lx+3/lx*v3+…+lx+t-1/lx*vt-1)* (vx/vx)= (Mx-Mx+n)/Dx

-     

-     

Страховые выплаты, а иногда и страховые премии представляют собой поток платежей, что в финансовой математике называется аннуитетом (страховой рентой). Стоимость страхового аннуитета, по сути, является отправным моментом в актуарной математике. Как известно, платежи могут вносится в начале года – пренумерандо, и в конце года - постнумерандо. В зависимости от этого различаются и виды аннуитетов. Кроме этого в страховании ренты делятся в зависимости от интервала времени, в котором производятся платежи. Аннуитет уже применялся в приведенных выше расчетах. Далее он будет рассмотрен более подробно, так как широко используется в пенсионном и других видах страхования, о которых речь пойдет ниже.

Виды страховых аннуитетов.

Пояснение

Формула

Постнумерандо.

Аннуитет пожизненный, немедленный – лицу, начиная с возраста х лет пожизненно в конце года выплачивается по 1 рублю.

Аннуитет отложенный на n лет, пожизненный – уплачивается пожизненно лицу в возрасте x+n лет по одному рублю в конце каждого года.

Аннуитет немедленный, ограниченный – выплачивается лицу в возрасте x лет в течение t лет, по 1 рублю, в конце каждого года.

Аннуитет отложенный на n лет, ограниченный – лицу, в конце каждого года выплачивается по 1 рублю, начиная с возраста n лет, до возраста t лет.

Пренумерандо.

Аннуитет пожизненный, немедленный Выплаты производятся в начале года.

Аннуитет отложенный на n лет, пожизненный

Аннуитет немедленный, ограниченный

Аннуитет отложенный на n лет, ограниченный

Соотношения

Рента уплачиваемая k раз в год.

Для ограниченной ренты

Для пожизненной ренты.

Пенсионное страхование.

С экономической точки зрения обеспечение пенсиями по старости на базе негосударственных пенсионных фондов – это долгосрочный инвестиционный процесс, на первом этапе которого осуществляются вложения (пенсионные взносы) и последовательное наращение вложенных сумм за счет инвестиций свободных денежных средств, на втором – получение отдачи от накоплений в виде периодических пенсий.

Пенсионное страхование делится на два вида:

1.    Нефондируемые – выплата пенсий осуществляется из текущих поступлений. В этом случае страховые тарифы не рассчитываются.

2.    Накопительные – для выплаты пенсий создаются специализированные фонды. Они в свою очередь делятся также на три вида схем страховых выплат:

-      Сберегательные – данная схема не учитывает вероятность дожития каждого участника фонда, предусматривается наследование накоплений, отсутствует солидарность участников в обеспечении выплат (при смерти одного из участников его вклад не идет на выплату пенсий), оговаривается конкретный срок выплат.

-      Страховые – участники солидарны между собой, учитывается вероятность дожития застрахованных, нет наследования накоплений.

-      Смешанные сберегательно-страховые – здесь предусматривается последовательное использование описанных выше схем, то есть, например, в период накопления применяется сберегательная схема, а в период выплат – страховая.

Расчет тарифных ставок в пенсионном страховании основывается на принципе финансовой эквивалентности (равенстве обязательств). С практической точки зрения основа всех расчетов – страховые аннуитеты. При применении любой из пенсионных схем с использованием специализированного фонда необходимо решить две задачи:

1.    Определение размера пенсии по величине установленных взносов ( расчет величины взносов по заданным размерам пенсии)

2.    Расчет страховых резервов.

Условные обозначения, используемые в расчетах.

Переменная Описание.
-R- Годовая сумма пенсии
-E- Размер единовременного взноса
-A- Сумма, накопленная на индивидуальном счете, на начало выплат пенсий.
-x- Возраст застрахованного в момент заключения договора.
-L- Возраст выхода на пенсию.
-w- Возраст в момент окончания действия контракта.
-n- Срок накопления, n=L-x
-t- Срок выплат пенсий, t=w-L

Сберегательные схемы.

В данном случае пенсия представляет собой финансовый аннуитет, в котором не учитываются вероятности дожития до определенного возраста, то есть, что человек вкладывает, то он и получает, с учетом доходности на вложенные средства. Рассчитывать пенсии можно двумя методами:

1.    Взносы уплачиваются единовременно. Данная схема отображена на графике. Видно, что после уплаты в фонд первоначальной суммы, она накапливается с годами (срок n лет), пропорционально норме доходности до момента начала выплат пенсий. После чего накопленные в фонде средства постепенно расходуются, до тех пор, пока не кончатся совсем (срок t лет). В силу финансовой эквивалентности, некоторые из приведенных на графике обозначений можно объединить следующим выражением:

2.    Премия уплачивается в рассрочку. Здесь схема похожа на предыдущую, это подтверждает график, нарисованный справа. Разделенные на равные части премии представляют собой поток платежей, поэтому накопление происходит медленнее, чем в первом случае, при прочих равных условиях. Период выплат такой же, как и в первом случае. Математически данную схему можно отобразить следующим выражением:

Преобразовывая приведенные выше равенства, не составит труда определить как размер требуемой пенсии, та к и размер необходимой величины премии, которую нужно внести в пенсионный фонд для обеспечения себя нужной пенсией. Кроме этого, можно определить срок , в который необходимо внести платеж, для обеспечения заданной величины пенсии, или срок в течении которого будет уплачиваться накопленная в фонде пенсия.

Страховые схемы.

По сути дела пенсионное страхование является одним из видов страхования на дожитие. Если бы пенсия выплачивалась разовой выплатой, то эти два вида страхования были бы полностью одинаковыми. Существенным отличием здесь является то, что пенсия представляет собой страховой аннуитет. То есть каждая последующая выплата зависит от вероятности дожития лица до следующей выплаты. Кроме этого, все платежи приводятся здесь к начальному моменту времени (момент вклада первого взноса).

Нетто-премия в данном виде страхования может быть определена при двух условиях, когда она вносится единовременно и когда платежи вносятся в рассрочку. Система определения нетто-тарифов основывается на принципе финансовой эквивалентности обязательств страховщика и страхователя, поэтому, приведенные ниже тождества отличаются от предыдущих лишь некоторыми нюансами.

1.    Нетто-премия вносится единовременно. Здесь нетто тариф равен стоимости аннуитета , соответствующего условиям выплат пенсии, а нетто-премия – произведению нетто-тарифа на размер пенсии. Условия выплат, в данном случае, влияют на применяемый в расчетах вид аннуитета. Рассмотрим некоторые из них:

-      Пенсия буде выплачиваться с возраста x лет пожизненно, в начале года:

-      Пенсия будет выплачиваться с возраста x+n лет пожизненно, в начале года:

Зная формулы для определения аннуитетов, можно определить размер пенсии и размер нетто-премий для любого варианта пенсионного обеспечения.

2.    Нетто-премия вносится в рассрочку. Для обеспечения себя достаточной пенсией нужно вносить в пенсионный фонд большую сумму средств, которой мы не всегда располагаем, или достаточно большим интервалом времени до момента выплат пенсий, что чревато риском развала страховой компании и прочими рисками, связанными с нестабильностью политических и экономических систем. Удобным вариантом вложения средств является данная схема, которая позволяет не в ущерб себе и близким вносить часть доходов в пенсионный фонд, обеспечив себя в будущем должной пенсией. Платежи можно вносить как ежемесячно, так и раз в год. Здесь буде рассмотрен 2-ой вариант. В данном случае, как размер пенсии, так и вкладываемые средства зависят от вероятности дожития, поэтому, в приведенных ниже уравнениях финансовой эквивалентности, как слева, так и справа используются страховые аннуитеты. Например, взносы делаются раз в год начиная с возраста x лет до возраста x+t лет, а пенсия выплачивается с возраста x+n лет, пожизненно. Как взносы, так и пенсии уплачиваются в конце каждого года: . Если взносы производятся в начале года, то в данном случае применяется аннуитет пренумерандо: .

Так применяя различные виды аннуитетов, можно построить различные варианты пенсионных схем. Здесь, как и везде выше, все равенства строятся по принципу финансовой эквивалентности обязательств страхователя и страховщика. Исходя из составленных равенств, можно определить помимо ежегодных взносов, размер ежегодной пенсии и наоборот.

Страховые резервы.

При уплате страхователем страховой премии выполняет свои финансовые обязательства, и обязывает страховщика отвечать по договору страхования. То есть страховщик, по сути, становится кредитором страхователя. И если наступает страховой случай, то страховщик обязуется уплатить страхователю страховую сумму. Чтобы суметь произвести обещанные выплаты, страховщику необходимо создать резервы.

В личном страховании существуют резервы двух типов:

-      резервы по страховым случаям, подлежащим урегулированию (резервы по уже произошедшим, но не оплаченным страховым событиям)

-      резервы по текущим (действующим) договорам.

Страховой резерв отражает долг страховщика перед страхователем. Обязательства страховщика носят вероятностный характер, так как страховой случай может не произойти, и все средства страхователя останутся у страховщика, долг исчезнет. Кроме того выплаты страховых премий и страховой суммы не совпадают во времени, а, следовательно, имеет место эффект накопления. Поэтому при расчете математических резервов необходимо использовать современную вероятную стоимость обязательств.

Схема баланса компании по страхованию жизни.

Актив Пассив
Инвестиции Собственные фонды
Математические резервы
Прочие активы Другие обязательства

Из данной схемы видно, что математические резервы – это разница между обязательствами компании и обязательствами перед компанией. Исходя из приведенных выше рассуждений, можно изменить данное определение, а, именно, страховой резерв – разница между современной вероятной стоимостью будущих обязательств страховщика и современной вероятной стоимостью будущих обязательств страхователя. Так как страховые резервы накапливаются у страховщика, то они достигают со временем огромных размеров, которые можно эффективно инветировать. Однако, при использовании этих средств, необходимо помнить, что они принадлежат страхователям, и являются активами, направленными на выполнение обязательств перед страхователями.

Резерв можно определить на любой момент действия страхового контракта. Для понимания сущности страхового резерва рассмотрим несколько вариантов его определения:

1.    Определение математического резерва в момент заключения договора до первой выплаты премии. При этом, предусматриваются пожизненные взносы в начале года Рх. Тогда, по определению: , где Ax – современная стоимость неких обязательств страховщика, 0Vx – размер страхового резерва в возрасте х лет, в момент заключения договора. Так как, страхователь еще не заплатил ни одной страховой премии, то страховщик также ему ничего не должен, поэтому 0Vx=0. С математической точки зрения, страховой резерв – разница между некоторым постоянным числом и ожидаемой суммой поступлений от страхователя. Размер резерва зависит от страховой суммы, размера страховой премии, доходности от инвестиций и периода сделки.

2.    Если страховые премии уже выплачиваются страхователем в течении времени t, тогда величина страхового резерва определяется по формуле:

3.    Страхование на дожитие. В данном случае страховые премии уплачиваются одним платежем в момент заключения договора, а после истечения срока t (в момент x+t) выплаты уже не ожидаются, поэтому величина резерва определяется современной величиной обязательств страховщика, зависящих от уплаченной нетто-премии: tVx=Ax+t. Современная вероятная стоимость обязательств будет определяться в зависимости от страховой суммы R, вероятности дожития от возраста x+t до возраста x+n, а также ставкой доходности, сроком страхования и моментом заключения сделки: .

4.    Если в страховании на дожитие страховые премии уплачиваются в рассрочку, на протяжении всего срока страхования, до наступления страхового случая (период t), исходя из определения страховго резерва, его величина определяется по формуле: , где р – страховой тариф.

5.    Накопленные в страховой компании средства инвестируются в различные виды деятельности, следовательно, на них начисляется процент. В данном случае, возникает путаница между страховым резервом и накопленной суммой, так как кажется, что страховщик, чтобы обеспечить возврат средств страхователю, при наступлении страхового случая, накапливает их по обычной схеме наращения (как в банке). Пусть нетто-премия увеличивается на коммерческом счете по ставке i% в до момента x+t, тогда наращенная сумма определется по формуле: . А в этот же момент времени страховой резерв определяется выражением:. То есть страховой резерв больше чем наращенная нетто-премия, если вероятность дожития до момента t не равна единицы. Это очевидно, так как если бы вероятность наступления страхового события не влияла на величину страховой суммы, или обязательств страховщика, то клиенту, было бы выгоднее положить деньги в банк, а не застраховаться. Величина страхового резерва – есть величина наращенной нетто-премии, который изменяется, обратно пропорционально вероятности дожития от х лет до возраста x+t лет. Чем больше вероятность умереть в этом интервале, тем меньше страховой резерв. Страховой резерв и страховые суммы больше, чем банковский процент, так как в страхователи несут солидарную ответственность перед друг другом, в зависимости от вероятности наступления страхового случая. То есть, если страховое событие не наступит, то часть средств не полученных страхователем получит кто-нибудь другой.

6.    Страхование жизни. По определению имеем: . При уплате нетто-премии единовременным платежем, после момента времени x+t взносы страхователь не уплачивает, следовательно, правая часть равенства определяется лишь обязательствами страховщика Аx+t. Тогда, . Аналогично данным преобразованиям выводятся формулы для расчета страхового резерва при платежах в рассрочку. Все данные приводятся к моменту времени x+t.

7.    Страхование пенсии. Рассмотрим вариант, когда страховая премия уплачивается единовременно в возрасте x лет, а пенсия выдается с возраста L лет (L>x) пожизнено. Тогда весь период от возаста x до предельного возраста можно разделить на два временных интервала. В первом происходит накопление средств – период до выплаты пенсии (L-x), а во втором периоде, с продолжительностью (w-L) – выплата пенсий (расходование средств). Схематично это можно увидеть на представленном выше графике, показывающем накопление страховых премий и их расходование. На начало взноса резерв равен страховой премии, или современной стоимости страховых выплат. Пусть размер годовой пенсии равен R, а ее выплата происходит в начале года, тогда . Далее, в интервале от х лет до L лет, резерв увеличивается пропорционально норме доходности: . Здесь имеется ввиду, что от момента х лет проходит срок t<(L-x), и страховой резерв определяется как нетто премия в момент времени t+x. Чем больше проходит времени, тем меньше знаменатель, а, следовательно, тем больше величина страхового резерва. Затем, в интервале от возраста L лет до предельного возраста w лет, происходит выплата пенсий, а следовательно обязательства страховщика сокращаются. Коме того, часть страхователей пенсию не получают, так как они умирают и договоры страхования перестают действовать, что также является фактором сокращения обязательств страховщика. Страховой резерв в этот период времени определяется по формуле: . Здесь страховой тариф определяется страховым аннуитетом пренумерандо, в момент времени x+t. Данная формула соответствует формуле по вычислению нетто-премии в момент x+t, при пенсионном страховании. Следовательно, страховой резерв здесь равен нетто-премии, уплачиваемой страховщику для обеспечения страхователя немедленной пенсией в размере R. Действительно, внося взнос, страхователь начинает получать пенсию сразу же, поэтому накопления сразу начинают расходоваться. Они остаются постоянными лишь в том случае, когда наращение процентов, и смертность других клиентов так влияют на изменение страховой суммы, что ее увеличение больше ее уменьшения. Это может быть, когда процентная ставка слишком велика, и(или) смертность клиентов страховщика слишком высока, и(или) маленький размер выплат. Описанное выше можно отобразить графически. В данном случае, страховой резерв представляет собой нетто-премию по пенсионному страхованию, в различные моменты времени.

8.     Если взносы производятся в рассрочку, то по сути ничего не меняется. Пусть предусматривается пожизненная выплата пенсий и рассрочка выплат в течении k лет. В данном случае общих срок страхования можно разбить на три анализируемых периода, где страховой резерв изменяется с различной скоростью. Первый период – от возраста x до возраста x+k лет. Здесь сумма резерва увеличивается как за счет премий, так и за счет процентов. Во втором периоде ( от x+k лет до L лет) резерв увеличивается только за счет процентов. И в третьем периоде (от L до w лет) резерв увеличивается за счет процентов, и сокращается за счет выплаты пенсий. В возрасте x резерв равен первому взносу, а в возрасте w лет резер равен 0. Пусть пенсия уплачивается 1 раз в году, пренумерандо. Величина резерва в момент x+t определяется по формуле: , где Ax+t- современная стоимость пенсионных выплат (обязательства страховщика), производимых после возраста x+t лет; Px- годовой размер премии, установленный в возрасте x лет; ax+n – стоимость немедленного, ограниченного страхового аннуитета пренумерандо в возрасте x+t лет. Данная формула представляет собой чисты обязательства страховщика перед клиентом, в возрасте x+t лет. Для первого периода страховой резерв определяется по формуле: . Здесь страховой резерв равен определяется в момент времени t (x<t<L), он равен разнице между стоимостью пенсий в момент времени t и накопленными страховыми выплатами, к этому же моменту. Применяя принцип финансовой эквивалентности можно предположить, что Для второго периода (k<t<n): . И для третъего периода (t>n): . Как видно для последних двух периодов, величины страховых резервов остаются такие же, как и в случае с единовременной нетто-премей. Это объясняется тем, что процесс накопления в этих двух вариантах, становятся одинаковыми с момента x+k.

Расчет тарифных ставок в рисковых видах страхования.

В каждой страховой компании со временем накапливается опыт вместе с которым формируется тарификационная система. Другими словами, каждый страховщик составляет схемы рисков, наподобие таблиц смертности, откуда можно определить вероятность наступления страхового случая, по тем видам страхования, которыми занимается страховая компания.

Тарификационная система представляет собой некую взаимосвязь данных по рисковым видам страхования. Она выглядит следующим образом. Все страхуемые объекты делятся на несколько крупных категорий, для каждой из которых рассчитывается базовая тарифная ставка. Кроме того, страховщик описывает факторы риска, которые он учитывает при составлении договора страхования. Каждый фактор риска входит в расчет тарифной ставки в виде поправочного коэффициента.

При заключении договора страхования, прежде всего, определяется принадлежность страхуемого объекта к тарификационной группе, на основании чего определяется базовая тарифная ставка. Потом анализируются факторы риска, присущие данному договору страхования, и определяются поправочные коэффициенты.

Создание тарифных ставок по каждой категории страхуемых объектов, т.е. процесс тарификации, обеспечивает создание страхового фонда, необходимого для выполнения обязательств страховщика, с минимальной долей отклонения от требуемого размера фонда. Например, если использовать одну среднюю тарифную ставку, для формирования страхового фонда, то его размер может сильно отличаться от истинных значений величин ущербов.

Пусть страховые события первой группы наступают с вероятностью q1, страховые события второй группы – с вероятностью q2, а страховые события группы N – с вероятностью qn. Тогда средняя вероятность по данному виду страхования , где ki – число застрахованных по каждой группе. Чем неоднороднее страховые события в группах, чем больше число групп страховых событий, тем сильнее qср отличается от qi.

Пусть страховой фонд B1, созданный на основании нетто-премий, которые, в свою очередь, рассчитываются с применением qср, а B2 – с применением qi. Тогда В1 будет тем сильнее отличаться от истинного В2, чем больше разница между qср и qi. Хорошо если после применения нетто-ставок В1>B2, тогда страховщик сможет ответить по обязательствам страхователей, а, если наоборот, то страховая компания понесет убытки.

Если рассматривать тарификационную систему с коммерческой точки зрения, то необходимо проанализировать поведение страхователя при выборе страховой услуги, предлагаемой определенным количеством компаний. Пусть эти компании разработали одинаковые страховые продукты. При этом первая половина компаний использует тарифы рассчитанные на основе qi, другая – на основе qср. Существует N групп страховых событий, страхование каждого из них пользуется определенным спросом, который зависит от цен на данный вид страхования (от нетто-премии). Чем больше цена, тем ниже спрос, и наоборот. Если нетто-премия первой группы страховщиков больше чем у второй группы по i-тому виду страхования, то в конкурентной борьбе выигрывает компания, со страховыми тарифами рассчитанными на основании qср, и наоборот. Все равно, лучше индивидуально рассматривать каждое страховое событие и применять вероятности qi – отдельные для каждого события. Это хотя и затрудняет расчеты, однако позволяет быть уверенным страховщику в своей платежеспособности.

Факторы риска – это различные составляющие, влияющие на наступление страхового события. Например, если страховой случай – авария, то факторы риска – водительский стаж, стоимость автомобиля, физическое состояние водителя, время года и т.д.

Теоретические основы расчета тарифных ставок.

Расчет тарифных ставок необходим для расчета страхового фонда, такого, чтобы ответить по всем договорам страхования, то есть выплатить все причитающиеся страховые суммы. Размер страхового фонда определяется размером страхового тарифа, который нужно определить.

Для нахождения нетто-премии необходимо сначала определить размер страхового фонда. Основное и очевидное условие платежеспособности страховщика - размер фонда должен превышать размер страховых выплат. Зная это, страховая компания заранее задает для себя вероятность того, что величина страхового фонда (В) превысит размер страховых выплат(S), то есть: P(S<B)>=y. Где y – заданная гарантия безопасности. Если число договоров N, а Vi – выплата по каждому договору страхования, то  - сумма убытков страховщика.

Страховой компании заранее неизвестно наступит ли событие Vi, так же ему не известен размер наступившего ущерба Vi, который может колебаться в интервале от Vmin до Vmax. Отсюда следует, что Vi – величина случайная, определяемая двумя вероятностями. Как известно из теории вероятностей, сумма случайных величин есть величина случайная. Поэтому S – случайная величина, которая может быть задана законом распределения с помощью функции распределения F(x).

Если x – действительное число, Х – случайная величина, а F(x) – вероятность того, что X<x, тогда F(x)=P(X<x). Пусть S=x, а В – страховой фонд (сумма нетто премий), тогда F(B)=P(S<B)>=y, или F(B)>=y. То есть, функция распределения случайной величины должна принимать значения большие или равные y. В свою очередь плотность распределения определяется следующим образом: f(x)=F’(x) => f(B)=F’(B).

Для того, чтобы определить размер фонда, который бы с вероятностью y обеспечивал финансовую устойчивость страховщика, необходимо найти такую величину В, при которой функция распределения F(B) случайной величины S будет больше или равна y. Для этого необходимо:

1)    Найти закон распределения случайной величины S.

2)    Решить приведенное выше неравенство, относительно В.

3)    Вычислить отдельную нетто-премию (страховой тариф.

Допустим:

1.    Что наступление одного события не зависит от наступления другого, тогда все события ведущие к страховым выплатам (убыткам) – события независимые.

2.    Что в массовых рисковых видах страхования ущербы по рискам не сильно отличаются друг от друга, поэтому можно предположить, что рассеяние выплат по ущербам не будет велико, а, следовательно, наиболее вероятные размеры выплат не будут сильно отличаться друг от друга. Тогда, числовые характеристики ущербов (Vi) будут одинаковы:

-      Математическое ожидание выплат: mv = mv1=mv2=…=mvN.

-      Среднее квадратическое отклонение выплат:

Случайная величина S представляет собой сумму очень большого числа других случайных величин (Vi), влияние каждой из которой не оказывает сильного влияния на S. Тогда согласно центральной предельной теореме (Ляпунова) величина S распределена по нормальному закону:

1.    Математическое ожидание случайной величины S:

2.    Cреднее квадратическое отклонение случайной величины S:

3.    По определению, нормальное распределение описывается плотностью:

4.    Так как дифференцирование – действие обратное интегрированию, то функция распределения задается формулой:

5.    Для того, чтобы можно было решить приведенное выше неравенство, необходимо привести функцию распределения S к другому виду, что позволит пользоваться табличными значениями. Для этого введем новую переменную z.

6.   

7.    Тогда,

8.    Табличная функция Лапласа:

9.    В итоге получим:

10.  Можно предположить, что

11.  По определению функция распределения является неубывающей, поэтому: , значение g определяется из таблицы значений Ф(g). Однако, предварительно необходимо найти Ф(-M/s), задать y, и определить M b s.

12.  Убыток страховщика по i-тому договору представляет собой случайную величину Vi, которая распределена следующим образом:

-      Если страховой случай не наступил (вероятность такого события равна 1-q), тогда выплата по договору i равна 0.

-      Если страховой случай наступил (вероятность такого события равна q), то выплата по данному договору может принять любое значение из интервала (0,Vi), в зависимости от тяжести ущерба. Для массовых рисковых видов страхования наступление мелких ущербов чаще, чем наступление крупных, то есть величина ущерба Vi описывается плотностью вероятности f(Vi)=k*e-kVi (показательное распределение), где k- постоянная положительная величина, задающая определенный уровень ущербов. Если величина ущербов распределена по данному закону, математические характеристики ущербов определяются так:

-       - математическое ожидание величины ущерба.

-      - дисперсия и среднее квдратическое отклонение, соответственно.

13.  Ущерб Vi характеризуется двумя вероятностями, следовательно, он задается двумя законами распределения. Каждая величина ущерба имеет свое математическое ожидание (наиболее вероятное значение) и среднее квадратическое отклонение, которые у всех ущербов одинаковые, так как застрахованные объекты достаточно однородны. Кроме этого наступление страхового случая – величина также случайная. Поэтому математическое ожидание того, что случай ущерба Vi не наступит определяется так: mv=q*hi, где hi-математическое ожидание величины ущерба Vi. А среднее квадратическое отклонение:

14.  Для общей суммы ущерба математические характеристики вычисляются по формулам:

-     

-      .

15.  Размер страхового фонда определяется неравенством - . Подставим сюда известные значения:

16.  Зная минимальный размер страхового фонда можно определить минимальную нетто-премию или страховой тариф. Логика данного заявления следующая;

-      Страховой фонд состоит из страховых премий по всем N договорам =>

-      Страховая премия определяется как произведение страхового тарифа на страховую сумму по данному договору:

-      Страховой тариф одинаков по всем договорам, поэтому:

-      Вместо отдельных страховых сумм по каждому договору удобнее использовать среднее ее значение, что позволяет однородность рисковых событий, тогда:

-      Откуда: , где , а

-      Условно можно предположить, что U1 –основная часть нетто-ставки, а U2 – рисковая надбавка.

Практический подход к расчету тарифных ставок.

Расчет тарифных ставок производится по группам страхуемых объектов в соответствии с разработанной тарифной системой. В результате данного расчета страховщик должен получить для каждой группы базовую тарифную ставку (брутто). Выше была выведена формула расчета брутто-ставки: , где Т – нетто-ставка, f – доля нагрузки в брутто ставке. Доля нагрузки принимается одинаковой для всех тарификационных групп в рамках одного страхового продукта.

Для определения нетто-ставки страховщик должен определить гарантию безопасности (y), вероятность наступления страхового случая (q), математическое ожидание величины страховой суммы (М), математическое ожидание величины выплаты по одному страховому случаю hi. Указанные величины являются параметрами теоретического распределения убытков. Они определяются из статистических данных.

Пусть необходимо определить размер тарифной ставки по данным страховой компании, накопленным за год, по массовому виду страхования. Для этого выбирается некоторая совокупность договоров страхования. При этом все застрахованные объекты должны быть однородны, число договоров как можно больше, все договоры заключены на один и тот же срок и к моменту расчета полностью истек срок их действия.

1.    Итак, имеется N договоров, а S1,…,Si,…,SN – причитающиеся страховые выплаты по ним.

2.    V1,…,Vi,…,VW – W наступивших страховых событий, а, следовательно реально уплаченные страхователям суммы из числа SN.

3.    Тогда вероятность наступления страхового случая определяется частотой его наступления: Это требование выполняется тогда, когда по договору страхования предусмотрена выплата не больше 1 страховой суммы, то есть частота должна быть меньше единицы.

4.    Из теории вероятностей известно, что математическое ожидание приближеноо равно среденй величине, поэтому:

-      Математическое ожидание одной выплаты:

-      Математическое ожидание суммы выплат: 

5.    Страховщик определяет для себя гарантию безопасности y.

6.    Определяется переменная g:  где , а

7.    Итоговая формула для определения страхового тарифа будет выглядеть следующим образом:

Расчет тарифных ставок во втором виде страхования предполагает множество допущений, а, следовательно, неточностей. Данный метод расчета требует соблюдения от страховщика множества условий, что подчас ему не под силу. Этот расчет можно считать как типовой, однако, его применение в других видах страхования, даже с небольшими отклонениями от рассмотренного, требует его корректировки. Кроме этого практический расчет и теоретическая его подоплека являются хорошим пособие при разработке методов-аналогов.

В страховании жизни и подобных, расчет тарифных ставок осуществляется на основании таблиц смертности – хорошо отработанных и проверенных статистических данных. Страхование жизни распространенный и давно практикуемый вид страхования в отличии от других видов, здесь объектом страхования является предмет, который есть у каждого – жизнь, здоровье, трудоспособность, что позволило создать точные данные для расчета. Поэтому методы, рассмотренные в данной работе, являются точным и пока единственным способом расчета страховых тарифов.

Основанием для расчета тарифных ставок служит вероятность наступления страхового события, которая является задающей величиной для расчета. На основании ее рассчитываются математические характеристики страхового события, законы его распределения, страховые аннуитеты и прочие данные.

Список использованной литературы.

 

1.    В.Г. Гмурман «Теория вероятностей и математическая статистика»

2.    Т.А. Федорова «Основы страховой деятельности».

3.    Четыркин А.П «Финансовая математика».

4.    В.В. Ковалев «Курс финансовых вычислений»

5.    Елисеева П.Р. «Общая теория статистики»

6.    К. РэдхЭд «Управление финансовыми рсками.»

Другие материалы

  • Учет и аудит расчетов по оплате труда в бюджетных организациях
  • ... журналы-ордеры №5,8. В бюджетных организациях учет ведется по с/счету 160 «Расчеты с подотчетными лицами», 180 «Расчеты по оплате труда», 187 «Расчеты по исполнительным и другим документам, прочие расчеты», 193 «Расчеты по обязательному социальному страхованию и социальной защите населения». Аудит ...

  • Страхование жизни
  • ... лет, сегодня можно иметь 74410 руб. При норме доходности 5% достаточно было бы иметь лишь 61390 руб. Тарифные ставки по страхованию жизни исчисляются исходя из предположения, что поступившие в виде страховых взносов денежные суммы за определенный отрезок времени, принеся какой-то доход, увеличатся, ...

  • Страхование - его роль в финансовой системе
  • ... имущественного страхования необходимо располагать необходимой информацией о страховых событиях, их частоте, тяжести, опустошительности и т.п., измерения которых осуществляются с помощью системы статистических показателей. От того, насколько объективно обоснована тарифная ставка, зависят финансовое ...

  • Тарифная политика страховщика на региональном рынке страхования
  • ... перед страхователями. Таким образом, эффективная тарифная политика страховщика по­зволяет разработать научно обоснованные страховые тарифы и сфор­мулировать оптимальный размер страхового фонда как необходимое условие успешного развития страхования [4, 398]. 3. Построение страховых тарифов   ...

  • Транспортное страхование ВЭД
  • ... закона, в то время как при цессии право требования уступается кредитором другому лицу. Суброгационные требования страховых компаний по транспортному страхованию рассматриваются как требования в силу суброгации, и сроки давности начинают течь с момента причинения ущерба. Итак, выплатив страховое ...

  • Учет оплаты труда и расчетов с персоналом
  • ... литературные источники, но в основном нормативные акты, а также практические материалы N-предприятия. Выпускная работа Станкевич Елены Михайловны на тему «Учет оплаты труда и расчетов с персоналом» отвечает предъявляемым требованиям к выпускной работе бакалавра по специальности «Бухгалтерский учет ...

  • Основы построения тарифов имущественного страхования
  • ... , можно подвести итог о проделанной курсовой работе. В данной курсовой работе была всеобще раскрыта тема построения страховых тарифов имущественного страхования. Задачи исследования выполнены, а именно: 1. Была обозначена теоретическая часть темы и решена практическая ее часть. 2. Определена ...

  • Бухгалтерский учет расчетов с работниками по оплате труда и другим расчетным операциям
  • ... с персоналом по оплате труда относятся: «Расчетно-платежная ведомость» (форма № Т-49), «Расчетная ведомость» (форма № Т-51), «Платежная ведомость» (форма № Т-53) и «Лицевой счет» (форма № Т-54). Глава 2. Бухгалтерский учет расчетов с работниками по оплате труда на материалах ОАО «Бакалея»   ...

  • Организация бухгалтерского учета расчетов с персоналом по оплате труда
  • ... ); - страховых взносов на обязательное пенсионное страхование; - взносов на страхование от несчастных случаев и профзаболеваний. 2. Организация бухгалтерского расчетов с персоналом по оплате труда в Механическом цехе ООО «ВМЗ-Техно»   2.1. Характеристика деятельности Механического цеха ООО ...

  • Система учета и аудита расчетов по оплате труда
  • ... , позволяющую получить достоверную информацию о правомерности принятия первичных документов, используемых на предприятии при начислении заработной платы, к бухгалтерскому учету. В ходе аудита расчетов по оплате труда персонала было установлено, что первичные документы и документы бухгалтерского ...

  • Учет расчетов с персоналом по оплате труда на предприятии ТОО "Строй-Кам"
  • ... главе дипломной работы было проведено исследование возможности компьютеризации учета расчетов с персоналом по оплате труда. В качестве совершенствования учета расчетов с персоналом по оплате труда на предприятии ТОО «Строй-Кам» рекомендовано было внедрить автоматизированную систему бухгалтерского ...

  • Актуарные расчеты
  • ... страховой суммы в медицинском страховании используется такое понятие, как «страховое покрытие». При расчете стоимости страхового полиса по ДМС используется методика актуарных расчетов для рисковых видов страхования. Информационная база – показатели медицинской статистики. В частности, данные по ...

  • Добровольное медицинское страхование
  • ... физическими лицами- 4869 на сумму 20,6 млн.руб., по коллективным договорам-65 договора на сумму 18,0 млн.руб. За 2008 год по добровольному медицинскому страхованию заключено 1585 договоров, поступило взносов на сумму 19,9 млн.руб. По сравнению с 2007 г. количество заключенных коллективных договоров ...

  • Учет и аудит расчетов с персоналом по оплате труда на примере ООО "Восход"
  • ... перечислены страховые взносы во внебюджетные фонды. Глава 3. Аудит расчетов с работниками по оплате труда на примере ООО "Восход"   3.1 Цели, задачи, источники и методы аудита расчетов с персоналом по оплате труда В свете последних изменений законодательства был проведён ...

Каталог учебных материалов

Свежие работы в разделе

Наша кнопка

Разместить ссылку на наш сайт можно воспользовавшись следующим кодом:

Контакты

Если у вас возникли какие либо вопросы, обращайтесь на email администратора: admin@kazreferat.info