Файл: Статистика финансов учеб. пособие.pdf

Производится оно по программе, в которой предусматриваются период, способы и объем охвата единиц наблюдения, сводка и составление таблиц. Периодом наблюдения может быть любой от­ резок времени больше года и кратный целому числу лет. В этом периоде окажутся страхователи разного года и возраста вступле­ ния в договор страхования, разного года и разного возраста вы­ бытия из договора страхования и разных причин выбытия. Чем больше период наблюдения, тем более исчерпывающая информа­ ция может быть получена в результате его проведения, но тем большие затраты труда и средств потребуются для сбора и обра­ ботки данных. Поэтому нет необходимости включать в наблюде­ ние все инспекции Госстраха. Точность результатов наблюдения должна соответствовать издержкам на их получение.

Государственная монополия личного страхования дает воз­ можность использовать выборочный метод в изучении смертности страхователей. В качестве единицы отбора следует взять инспек­ цию Госстраха, а выборку осуществить по правилам гнездового (серийного) отбора. Полученные данные о смертности страховате­ лей в рамках выборочной совокупности распространяются на за­ страхованных всего страхового поля. Расчет ошибки выборки по­ служит оценкой точности проведения наблюдения.

Решение этих задач предполагает группировку лицевых счетов страхователей. Первичная документация может быть приспособле­ на для механизированной обработки. Тогда на каждого страхова­ теля открывается перфокарта, где предусматриваются такие приз­ наки, как вид страхования, пол и возраст страхователя, давность страхования, причина, время вступления и выбытия из договора страхования.

Разработка перфокарт или лицевых карточек страхователей производится следующим образом. Все лица, оказавшиеся в вы­ борке, группируются по полу и видам страхования. В пределах этих типов выделяются страхователи одинаковых возрастов вступ­ ления в договор страхования. Внутри возрастных групп все лица распределяются по давности страхования. Для этого на каждую возрастную группу открывается специальная ведомость, где учи­ тывается выбытие страхователей при жизни и в результате смер­ ти. При отнесении застрахованных к той или иной возрастной группе необходимо иметь в виду, что их возрасты могут не иметь целого значения. Поэтому следует прибегнуть либо к округлению возрастов, либо осуществить специальный перерасчет численности возрастных групп с учетом истинных возрастов страхователей. Ок­ ругление возрастов в момент отнесения лиц к возрастным группам сопряжено с ошибкой в определении численности этих групп. Но при достаточном числе единиц наблюдения округления уравнове­ шивают друг друга, что уменьшает ошибку. В результате для каж­ дого возраста страхователей составляется таблица, где предусмат­ риваются следующие показатели (см. табл. 9.3).

Если перечислены все возрасты страхователей, а в пределах каждого возраста их выбытие на протяжение всего периода нс-

173

Т а б л и ц а 9.3

следования, то для каждой возрастной группы становится извест­ ным число лиц, находящихся в договоре страхования при пере­ ходе в следующие возрасты, и число лиц, умерших за соответст­ вующие годы. Этого достаточно для составления отборных и сбор­ ных таблиц смертности.

Сказуемое таблиц смертности включает ряд показателей, на­

кряду, т. е. дожить до х + п лет; „рх= —! і п ; qx— вероятность для

Іх

лица, имеющего возраст х лет, умереть в течение предстоящего

п лет;|п<7х= —■~~ІХ+п =1 — прх, n\qx— вероятность для лица, имею-

174

Для лица, имеющего возраст 40 лет, вероятность прожить еще

данном году страхования определяется как отношение числа умер­ ших страхователей к числу страхователей, состоявших в договоре страхования целый год (см. табл. 9.3.).

Исчисленные таким образом вероятности характеризуют смерт­ ность страхователей одного возраста в зависимости от давности страхования. Они используются для составления отборных таблиц смертности.

Сборные таблицы смертности составляются по возрастам вы­ бытия страхователей. Если возраст вступления страхователей в договор страхования равен 40 годам, то через К лет им будет 40 + /С лет. Соответственно, если возраст вступления в договор был равен 41 году, то через К — 1 год им будет 4 1 + Х — 1— 40 + АГлет. Выписав число смертей и численность страхователей для одних и тех же возрастов выбытия, можно подсчитать значение вероят­ ностей дожития и смерти в отношении всех застрахованных без разделения по срокам страхования. Дальнейшее объединение по­ казателей смертности производится с учетом видов страхования и отдельно для застрахованных мужчин и женщин.

Полученные таблицы можно сравнивать с общими таблицами смертности и средней продолжительности жизни населения. Метод сравнения действительной смертности с показателями таблиц был предложен Б. С. Ястремским1. Объединив все возрасты населения в пять групп, он вычислил для них ожидаемую смертность в дове­ рительном интервале оценки. Эти расчетные показатели сравнива­ лись затем с действительным числом смертей соответствующей возрастной группы. Единый критерий оценки для всей таблицы смертности отсутствовал.

В настоящее время существуют более универсальные методы сравнения фактических и теоретических распределений. К их числу

175

шеиие которого относится за счет каких-то закономерных явлений, а не случайных факторов1. Данное сравнение позволит выяснить, насколько смертность в среде застрахованных соответствует пока­ зателям общих таблиц смертности и средней продолжительности жизни населения.

§ 3. Предметом личного страхования являются несчастные слу­ чаи, возникающие в быту и на производстве. Несчастные случаи классифицируются по причинам возникновения и своему исходу. Госстрах выплачивает страховую сумму, если несчастный случай связан с постоянной утратой трудоспособности или смертью за­ страхованного и если эти события возникли вследствие движения транспорта, работы машины, пользования оружием, взрыва, ожо­ га, обморожения, замерзания, внезапного отравления, нападения животного и когда застрахованный утонет. Потеря трудоспособно­ сти или смерть, последовавшие в результате общего заболевания, на страхование не принимаются. Исключение составляют случаи смерти от клещевого весенне-летнего энцефалита и патологических родов.

Такой подбор страховых случаев связан с тем, чтобы они в отношении каждого лица имели небольшую вероятность возникно­ вения. Однако сравнительно редкие события, принимаемые на страхование, не являются слепо случайными. «Индивиды с наи­ большим числом несчастных случаев в один период являются, в общем, теми же, кто подвергся наибольшее число раз несчастным случаям в течение следующего периода»12.

Большое число несчастных случаев связано с транспортом. По­ этому совместно со страхованием средств транспорта на случай аварлй (каско) осуществляется страхование водителей транспорта и пассажиров (по числу мест). Это связано с тем, что вероятность несчастного случая для водителей и пассажиров иная, чем для пешеходов. Об этом можно судить, например, по данным статисти­ ки ФРГ, где из всех погибших в результате транспортных проис­ шествий число пешеходов составляет меньше трети. Более 2/3 слу­ чаев, следовательно, приходилось на водителей и пассажиров транспорта.

В практике страхования учитывается степень опасности про­ фессий производства и рода занятий трудящихся. Все страхователи от несчастных случаев подразделяются на ряд тарифных классов. Чем больше опасность возникновения несчастных случаев, тем вы­ ше тарифный класс и тем больше тарифная ставка.

Целью классификации является объединение однородных про­ фессий и производств в отношении частоты и тяжести несчастных случаев. Смертельные случаи учитываются отдельно от постоянной утраты трудоспособности. В свою очередь постоянная утрата тру-

1 Теоретическое распределение х-квЭДрат приводится в справочной литерату­

176

доспособности может быть полной и частичной. Частичная трудо­ способность различается по степени пли проценту утраты трудо­ способности.

В целях соизмерения тяжести несчастных случаев частичная нетрудоспособность приводится к полной. Известны попытки соиз­ мерить полную утрату трудоспособности со смертельным исходом. С морально-этической точки зрения такие попытки несостоятельны. В финансовом отношении они имеют под собой определенную ба­ зу. В личном страховании полная утрата трудоспособности и смер­ тельный исход оплачиваются в одинаковом размере. При частич­ ной инвалидности процент уплаты страховой суммы соответствует проценту утраты трудоспособности.

Допустим, что в одном тарифном классе страхователей рас­ пределение несчастных случаев по своему исходу оказалось сле­ дующим: смертельных исходов на 1000 страхователей— 1; полной утраты трудоспособности — 6; частичной утраты трудоспособно­ сти — 15.

Случаи частичной утраты трудоспособности распределяются в свою очередь так.

Средний процент частичной нетрудоспособности равняется 40 (600% : 15), а число случаев частичной утраты трудоспособности в пересчете на полную равняется 6 (600% : 100%). Таким образом, если общее число несчастных случаев на 1000 страхователей рав­ но 22 (1+6+15), то число несчастных случаев в пересчете на полную утрату трудоспособности составляет 13 (1+6 + 6). Мате­ матическое ожидание выплаты полной страховой суммы равняется ’3 руб. (1000 руб.Х0,013). При известном числе несчастных слу­ чаев в других классах, также пересчитанных на 100-процентную нетрудоспособность, из соотношения этих численностей можно установить соотношение между тарифными ставками страховате­ лей по классам опасности.

Точность расчетов зависит от правильности разграничения классов опасности и правильности отнесения той или иной про­ фессии к каждому из этих классов. Важно, чтобы различие часто­ ты и тяжести несчастных случаев между классами превосходило частоту и тяжесть несчастных случаев внутри классов. Установить эго можно с помощью дисперсионного анализа, суть которого рас­ смотрена на стр. 170— 172.

сам оказалось следующим.