|
Страховой статистики
Еще больший методический разброд наблюдается в рекомендациях по способам определения страховой составляющей. В Методике [38] рекомендуется рассчитывать составляющую из предположения детерминированного процесса, в других работах и методиках — из предположения, что процесс формирования носит стохастический характер (например, в [12], [26], [95], см. табл. 3.2). У авторов нет согласия и по вопросу о том, какие отклонения интервалов между поставками нужно учитывать и как. Например, К.В. Инютина в [26] рекомендует принимать все отклонения: как положительные, так и отрицательные, а в работе [38] — только отрицательные, т.е. значения остатков, которые ниже среднего значения. В этих же двух последних работах предложены совершенно разные способы их учета при определении страховой составляющей (см. табл. 3.2).
Во всех работах, кроме двух методик — [38] и [101], а также в диссертации А. Вожжова [12] не учитывается влияние на величину страховой составляющей вариаций суточных объемов отпусков нормируемой марки материала на предприятии (см. табл. 3.2), которое в общем случае может быть достаточно большим и оказывает сильное воздействие. При этом, как следует из формул, приведенных в табл. 3.2, кроме трех работ — [12], [38] и [101], вообще не учитывается влияние вариаций интервалов между отпусками ТМЦ на предприятии. В ряде методик и экономической литературе по нормированию запасов не рассмотрен следующий, на наш взгляд, принципиальный вопрос: что является источником образования текущего и страхового запасов у потребителей в интервалах между поставками. Все это вместе не позволяет сформировать научно обоснованные подходы к расчету норм.
Методические рекомендации по расчету страховой составляющей специфицированной нормы производственного запаса
Предложенный способ определения страховой составляющей нормы запаса
вариации значений нормообразующих факторов в течение года у нормируемых марок товарно-материальных ценностей подчиняются известным теоретическим законам распределения: нормальному, пуассоновскому и т.д. Это позволило авторам в значительной степени упростить расчет и увязать величину устанавливаемой нормы с уровнем надежности обеспечения страховым запасом. На основе данного допущения они предлагали вычислять страховую составляющую нормы через дисперсию или как сумму дисперсий вариаций нескольких нормообразующих факторов, определяющих условия формирования запаса нормируемой марки товарно-материальных ценностей (см. в табл. 3.2 метод, предложенный А. Вожжо-вым, в табл. 3.3 — метод Т. Лукьянец). Расчет по этим методам, например для первого из вышеуказанных законов распределения, сводится к нахождению суммы среднеквадратических отклонений вариаций каждого из нормообразующих факторов, с помощью которой затем устанавливается зависимость страховой составляющей от уровня надежности обеспечения запасом по правилу «трех сигм», известному из теории вероятностей.
— отсутствует методическая строгость в применении единых подходов к определению составляющих нормы для разных диапазонов изменений значений средних интервалов между поставками. Например, для материалов, поступающих с небольшими средними интервалами — от 1 до 5 дней, текущую составляющую предлагается принять равной 100%, при интервалах от 6 до 10 дней используется уже другой методический подход — текущую составляющую рекомендуется взять равной 5 дням (см. [21], табл. 3.5). Аналогичные волевые подходы применяются при определении страховой составляющей (см. табл. 3.6).
Методические рекомендации по расчету страховой составляющей нормы оборотных средств, вложенных в запасы сырья, основных материалов и т.д.
Предложенный способ определения страховой составляющей нормы оборотных средств
Аналогичная картина имеет место и для двух других марок готовой продукции (нефти, рубероида), данные по которым приведены также в табл. 5.3. При учете корреляционной связи уровень рассчитанных норм снижается на 10—50% по сравнению с расчетами норм в предположении стохастичности процесса формирования запасов. Более высокий уровень страховой составляющей для рубероида объясняется тем, что в данном случае была несколько выше неравномерность процессов производства и отгрузки и ниже степень согласованности этих процессов, т.е. меньше коэффициент корреляции.
Как уже отмечалось, величина страховой составляющей нормы сбытового запаса, которая должна быть установлена предприятию с массовым (крупносерийным, среднесерийным) характером производства и регулярным процессом отгрузки, зависит в основном от рассогласованности ритмов производства и отгрузки готовой продукции, обусловленной неравномерностью этих процессов. Очевидно, что чем больше неравномерность, тем выше должна быть установлена страховая составляющая.
При контроле исходных данных необходимо выявить объемы суточного производства (или отгрузок), которые превышают выбранную предельную величину, и их необходимо заменить этим значением. В случае сбытовых запасов обычно корректировке подвергается небольшое число фактических значений объемов суточного производства (или отгрузок). Например, как видно из данных, приведенных в гр. 1 и 2 табл. 5.6, только 7 из 252 значений объемов суточного производства тракторов за год (2,7%) превышали отношение Ртах/Рср = 4,2 (т.е. 7 х 100%/252 = 2,7%, Ртах, Рср -максимальное и среднее значения объемов суточного производства соответственно). Ввиду того, что эти семь значений объемов суточного производства были нехарактерны, т.е. редко встречались в отчетном году, данные объемы нужно рассматривать как нетипичные. В противном случае учет этих объемов суточного производства при определении нормы привел бы к необоснованному завышению страховой составляющей на 1,9 дня (4,91 — 3,02 =1,9 дня, см. гр. 11), т.е. почти на 60%. Причем из таблицы следует, что чем ниже выбирается значение предельно допустимой аритмии в объемах суточного производства (Pmax/Pcv), тем больше снижается величина страховой составляющей, а соответственно и величина определяемой нормы сбытового запаса.
25. Орновы страховой статистики. Бурроу К. Пер. с немец. - М.: Издательский центр "Анкил" 1996.
Отказ от командно-административных методов управления экономикой сделал необходимым перенос на российскую почву и развитие целых научных направлений, позволяющих управлять финансами на рыночной основе. К ним относятся разработка и совершенствование статистики процентных ставок, статистики цен, методов статистического изучения инфляции и т.п. Задачей статистики финансов является развитие страховой статистики, которая принципиально изменила свое содержание.
7. Бурроу К. Основы страховой статистики. — М.: Анкил, 1996.
В банковской деятельности, связанной с повышенным риском проведения активных кредитных операций по выдаче ссуд, целесообразно страхование ответственности заемщика за непогашение кредита. Договор страхования заключается между страховой компанией (страховщиком) и заемщиками (страхователями). Объектом страхования является ответственность заемщика перед банком, выдавшим кредит. Как правило, страхованию подлежит определенная часть ответственности заемщика (от 50 до 90%), остальная же доля возлагается на страхователя. Этот достаточно рискованный вид страхования до недавнего времени был очень популярен у отечественных страхователей и страховщиков. Однако в последнее время число заключаемых сделок по страхованию ответственности заемщиков резко сократилось из-за отсутствия страховой статистики и единой методологии проведения этого вида страхования, недостаточной оценки страховыми компаниями финансового состояния и платежеспособности клиентов, выступающих в качестве страхователей.
В таких видах страхования испытывается огромная потребность у российских банкиров. На отечественном страховом рынке имеются предложения услуг по страхованию финансово-кредитных рисков, однако объем операций по данному виду страхования невысок. Это объясняется высокой степенью риска и непредсказуемостью колебаний валютного и финансового рынков, отсутствием страховой статистики и универсальной методики проведения подобных страховых операций.
Бурроу К. Основы страховой статистики. М.: Изд. центр «Анкил», 1996.
62. Бурроу К. Основы страховой статистики. М.: Ан-
Бурроу К. Основы страховой статистики. М.: Изд. центр «Анкил», 1996.
Страхование как сфера человеческой деятельности насчитывает несколько сотен лет. За это время накоплен значительный опыт в области определения вероятности наступления тех или иных неблагоприятных событий, составления оптимального перечня событий, признаваемых за страховые, оформления взаимоотношений между сторонами, участвующими в страховании. Частота наступления страховых событий и диапазон распределения степени тяжести убытков являются основным содержанием страховой статистики. Проблема заключается в том, что очень часто этих данных недостаточно для выбора оптимальной с точки зрения страхователя величины страховой премии.
Страховые тарифы по "рисковым" видам страхования рассчитываются на основе убыточности страховой суммы — экономического показателя, рассчитываемого на основе страховой статистики и характеризующего отношение суммы всех выплат по договорам страхования к общей страховой сумме за определенный тарифный период. Этот показатель имеет интегральный характер и позволяет в общем виде учитывать многообразие факторов, которые влияют на наступление страховых случаев и величину страховых выплат. Например, при страховании автомобилей учесть влияние таких факторов, как погодные условия в отдельные годы возможно только в показателе убыточности по этому виду страхования.
Субъектов участвующих Субподрядным организациям Судебного исполнителя Судостроительной промышленности Суммарный коэффициент Суммарные капиталовложения Суммарные транспортные Следующее уравнение Суммарная протяженность Суммарной мощностью Суммарной задолженности Суммарного денежного Суммарную маржинальную вывоз мусора снос зданий
|
|
|
|
Навигация
