Страхование жизни в России

Более наглядно эти данные отображены на диаграмме.

Рис. 2. Популяционная смертность в США (на 1000)

Из таблицы видно, что для обоих полов практически во всех возрастных группах смертность женатых/замужних людей ниже, чем холостых. Это различие принято оценивать либо по абсолютному значению, либо с помощью относительных коэффициентов.

Начиная с 30-летнего возраста влияние семейного положения значительнее у мужчин. Далее, в возрастных группах при возрастах от 30 до 55 лет смертность среди незамужних женщин превосходит смертность среди женатых мужчин, то есть за счет влияния семейного положения ликвидируется разрыв между смертностями мужчин и женщин.

Однако, в то же время абсолютное значение разности между смертностями среди семейных людей и холостых продолжает увеличиваться с увеличением возраста. Таблица показывает, что в пожилом возрасте эта разность составляет в среднем до 50 человек в расчете на 1000.

Интересно проследить динамику изменения значения фактора семейного положения, полученные через расчет средних геометрических. Данные указывают на то, что в возрасте 30—39 лет влияние семейного положения на смертность достигает апогея. В то же время аналогичные рассуждения относительно фактора пола показывают, что влияние пола на смертность после 20–24 лет, где достигается максимум. Отсюда возникает закономерный вопрос: а каков наибольший суммарный эффект от семейного положения и полового признака, и в каком возрасте он наблюдается? Ответ дать несложно, так как общий результат характеризуется отношением смертности для холостых мужчин к смертности среди замужних женщин, и равен. Соответствующие значения для удобства помещены в таблицу 3.

Таблица 3 Вспомогательные соотношения

Осталось только констатировать полученный факт: максимальное значение произведения факторов равно 6,67 и достигается при возрастах 30–34 лет. Перефразировать этот результат можно так: в возрасте 30–34 лет замужние женщины умирают в 6,67 раз реже, чем холостые мужчины.

Анализ данных с помощью методики оценки факторов риска чрез мультипликативную модель смертностной модель дает вывод, что во всех представленных возрастных группах влияние семейного положения существеннее, чем влияние полового признака. При этом наибольшее совокупное влияние обоих факторов риска имеет место в возрастах 30–34 года.

Проиллюстрированные выше факты и проделанная аналитическая работа показывают, что различие между смертностями для холостых и семейных людей более чем существенно, особенно для возрастов 25–54 лет: в 1980 г. незамужние/неженатые представители этой возрастной категории умирали более чем в 2 раза чаще, чем замужние/ женатые, и на этом различия между смертностями не заканчиваются.

Стоит привести наиболее интересные соображения на счет причин структуры смертности. Нельзя объяснить разницу в смертностях для холостых/ замужних какими-либо различиями между людьми на уровне генетики. Одним из наиболее ранних соображений на эту тему является принцип "отбора при браке". Он основывается на том, что люди, имеющие какое-либо тяжелое заболевание (туберкулез, цирроз печени, СПИД и т.д.), вступят в брак с меньшей вероятностью, чем здоровые. Кроме того, считается, что семейное положение накладывает на человека дополнительную ответственность, и, как следствие, ему приходится вести более осторожный образ жизни, что позитивно влияет на смертность (особенно у мужчин). Далее, очень важную роль играет взаимная помощь супругов друг другу, уход в случае болезни (особенно в пожилом возрасте). И, наконец, наиболее популярной и статистически обоснованной точкой зрения сегодня является версия о том, что смертность непосредственно зависит от социальной активности человека, а на этот показатель в свою очередь влияет семейное положение.

Полученный вывод о значимости влияния семейного положения на смертность означает, что семейное положение нужно учитывать при андеррайтинге в страховании жизни и, соответственно, при определении стоимости страхового покрытия и резервов. Эти особенно важно делать для договоров страхования, учитывающих семейное положение.

1.3.3 Расчет страхового контракта на основании статистических данных [15]

Рассмотрим актуарную модель, в соответствии с которой будут производиться расчеты.

Пусть нам известны следующие данные о смертности в течение года для некоторого фиксированного возраста х:

qmale,m – вероятность смерти среди женатых мужчин

qfemale,m – вероятность смерти среди замужних женщин

qmale,w – вероятность смерти среди овдовевших мужчин

qfemale,w – вероятность смерти среди овдовевших женщин

Положим n – количество застрахованных супружеских пар на начало года.

Если на начало года на пенсионном обеспечении находились Nm,w вдовцов и Nf,w вдов, то метод динамики средних дает:

Количество семейных пар на начало следующего года:

n – n×qm,m – n×qf,m + n×P (в течение года умерли оба супруга)

Количество вдовцов на начало следующего года

Nf,w + n×qf,m – Nf,w×qm,w – n×P (в течение года умерли оба супруга)

Количество вдов на начало следующего года

Nf,w + n×qm,m – Nf,w×qm,w – n×P (в течение года умерли оба супруга)

Итак, для получения полной картины об обязательствах страховщика по выплате ренты по всем годам страхования осталось только вычислить вероятность Р (в течение года умерли оба супруга).

Рассмотрим цепь Маркова в непрерывном времени со следующими четырьмя состояниями: оба супруга живы (обозначим это состояние как х00), жив только овдовевший супруг (х10), жива только овдовевшая супруга (х01) и оба супруга умерли в течение года (х11). В таком свете задача сводится к изучению дискретного случайного процесса с четырьмя состояниями. Условно его можно отобразить диаграммой переходов.

Будем считать, что распределение смертности внутри года имеет постоянную интенсивность, т.е.

Поскольку из таблиц смертности нам известны значения рx,=1рx для различных групп людей, то значения параметров мы сможем получить из формулы:

В данном случае вводятся четыре различные интенсивности смертности:

μmale,m, μfemale,m, μmale,w, μfemale,w,

Расчет вероятностей переходов в рамках модели с использованием интегральной формулы полной вероятности дает следующий результат:

Величину  называют интенсивностью перехода из состояния х00 в состояние х10. Аналогично,

Теперь запишем систему уравнений Колмогорова — Чепмена, описывающую полученный процесс:

Решив систему дифференциальных уравнений, получим следующий результат для искомой вероятности смерти обоих супругов в течение одного года:

В качестве проверки полученной формулы возможно рассмотреть случай когда:

μmale,m=μmale,w, μfemale,m=μfemale,w,

то есть случай, когда не учитываются различия в смертностях среди замужних/женатых и овдовевших людей. Подстановка и простые преобразования дают следующий результат:

Px11(1)=qmale´ qfemale

Трудно назвать этот результат неожиданным. Тем не менее, он лишний раз подтверждает правильность полученной общей формулы.

Теперь, имея выражение для вероятности смерти обоих супругов в течение одного года, можно последовательно рассчитать среднее количество семейных пар, вдов и вдовцов на начало каждого года действия договора, а следовательно и актуарную стоимость обязательств страховщика по выплате ренты по портфелю. Применяя принцип эквивалентности обязательств, можно получить и размер ежегодной индивидуальной нетто-премии Р.

2. РАЗВИТИЕ РЫНКА СТРАХОВАНИЯ ЖИЗНИ В РОССИИ

2.1 Отличие страховых услуг в России и за рубежом

Современный российский рынок страхования жизни находится лишь на этапе зарождения. Основными причинами такого его состояния являются низкий уровень платежеспособности населения, низкая страховая культура, недоверие к финансовым институтам, и к страховщикам в частности, недостаточный уровень капитализации российских страховых компаний, несовершенство законодательной базы, особенно в части налогового законодательства, ненадлежащий контроль за компаниями со стороны государства, недостаточно развитая инфраструктура страхового рынка и низкий уровень развития рынков вложений [23, c. 68-75].

В российских условиях использование исходные данные о смертности в разрезе пола, возраста, других факторов усложняется тем, что нужны отдельные данные для различных групп людей.

Для официальных российских статистических изданий (Демографический ежегодник и пр. сборники Госкомстата) данные в такой разбивке не собираются в принципе. Кроме того, есть весьма серьезные сомнения относительно наличия такого рода статистики даже у лидеров отечественного рынка страхования жизни (учитывая общий уровень развития страхования жизни в стране и то, для каких задач сегодня оно в подавляющем большинстве случаев востребовано).

Таким образом, таблицу в необходимом виде приходится получить "вручную". В качестве основы для построения таблиц берутся демографические данные о смертности, отдельно для мужчин и женщин. Относительную поправку к вероятности смерти в течение года среди людей определенного пола, возраста, семейным положения, социального положения и т.д., по сравнению с общей группой людей, предполагается равной соотношению таблиц других стран.

Ассоциации страховщиков во многих странах имеют подобную статистику, которую можно найти в открытых источниках, например на сайте американского общества актуариев #"1.files/image014.gif">, усредненное за пять лет для возрастных интервалов с 30 до 60 лет. Получились следующие результаты (см. таблицу 4):

Таблица 4 Соотношение усредненных показателей смертности по таблицам, используемым для страхования жизни, и общепопуляционных показателей смертности (в процентах)

Таким образом, исходя из проведенного сопоставления данных по странам, можно сделать следующий вывод: не существует какой-либо закономерности, которая присутствовала бы всегда во всех странах. Тем не менее в ряде развитых стран значения страховой смертности имеют некие общие черты и тенденции развития в зависимости от возраста страхователей

Состав стран, используемых для сравнительного анализа по страхованию аннуитетов, отличается, так как, например, по Израилю доступными оказались лишь данные по пенсионному страхованию, тогда как по Швеции доступна только статистика смертности среди застрахованных по программам страхования жизни на случай смерти.

В целом анализ смертности среди застрахованных по программам аннуитетного страхования показывает примерно ту же зависимость, что и сравнительный анализ смертности застрахованных по программам страхования жизни. Определенный интерес представляет сопоставительный анализ национальных таблиц, используемых при страховании жизни, с аннуитетными таблицами смертности. Как уже упоминалось выше, далеко не по всем странам удалось найти одновременно и страховую и аннуитетную таблицы, которые могли бы быть использованы для такого сравнения. В выборку для сравнения таблиц попали Австрия, Германия, Великобритания, Финляндия и США. Результат сопоставления представлен в таблице 5.

Таблица 5 Соотношение "страховой" и аннуитетной смертности (в процентах)

В целом проведенный анализ дает определенное представление о зависимости между смертностью лиц, застрахованных по той или иной программе страхования жизни – на смерть или на дожитие. Во-первых, по всем странам наблюдается рост соотношения "страховой" смертности и общепопуляционной в старших возрастных группах. Во-вторых, в некоторых случаях опять же наблюдается определенный "прогиб" соотношения смертности по разным формам страхования.

Общий вывод может быть следующим: начиная с определенного возраста (а это происходит в интервале 40-45 лет) начинается относительный рост "страховой" смертности. Учитывая, что и общепопуляционная и аннуитетная смертность также растет, можно сделать вывод о том, что чем старше возрастная группа, тем, возможно, выше влияние неблагоприятного отбора на страхование жизни и тем ниже его нее влияние на аннуитетное страхование.

В принципе можно выделить группы факторов, которые так или иначе влияют на показатели смертности среди застрахованных по программам страхования жизни. К факторам, снижающим смертность среди страхователей (речь идет об индивидуальных программах), относится, например, то, что приобретают такие страховые полисы в основном люди с достатком выше среднего, то есть у них больше возможностей для того, чтобы вести здоровый образ жизни, получать более квалифицированную медицинскую помощь.

С другой стороны, существуют факторы, которые увеличивают смертность среди застрахованных, и главный среди них – асимметрия информации. Как известно, асимметрия информации принимает такие формы, как неблагоприятный отбор и недобросовестное поведение. Неблагоприятный отбор – это тот фактор, исключить влияние которого призван андеррайтинг, то есть процедура отбора рисков. В зависимости от качества его проведения можно существенно изменить показатели смертности.

Расхождение в показателях  между различными странами отчасти объясняется тем, насколько развита процедура андеррайтинга у местных страховщиков. Другой вид асимметрии информации – недобросовестное поведение страхователя. Ведь после успешного прохождения процедуры андеррайтинга поведение индивида может измениться. Эта проблема меньше распространена в страховании жизни и больше – в страховании имущества, транспорта, гражданской ответственности. Суть ее заключается в том, что страхователь после заключения договора страхования меняет свое поведение. Например, если автолюбитель застраховал свою машину от ущерба, то он может менее ответственно подходить к возможным затратам на ремонт в случае аварии, мотивируя это тем, что страховая компания все оплатит. Это может привести к менее бережливому отношению к автомобилю, более агрессивному вождению и, как следствие, к росту убыточности.

Для снижения влияния неблагоприятного отбора при урегулировании убытков действует принцип uberimus fide –повышенной добросовестности, закрепленный гражданским правом. Суть его заключается в том, что страхователь после заключения договора должен вести себя так, как будто договора страховании нет. Если же страховщик докажет несоответствие поведения страхователя принципу uberimus fide, то на основе этого в судебном порядке может быть отказано в выплате.

В страховании жизни, как и в страховании от несчастного случая, указанный принцип страхователями, как правило, соблюдается гораздо чаще, чем в автостраховании. Понятно, что рисковать своей жизнью и здоровьем будут намного реже, чем фарой собственного автомобиля. Тем не менее с риском недобросовестного поведения в страховании жизни компании также могут столкнуться. Договор страхования жизни, в отличие от договора страхования имущества, как правило, долгосрочный – на 5,10,20 лет и более. За это время застрахованный может сильно изменить свое поведение, не подвергая свою жизнь опасности, но тем не менее увеличивая риск наступления страхового случая по договорам несчастного случая и страхования жизни. Например, он может начать увлекаться экстремальными видами спорта (скалолазанье, дельтапланеризм и т. д.), при учете которых сама страховка стоила бы больше.

Можно привести и другой пример из практики медицинского страхования. Там распространено такое явление, как ненамеренное недобросовестное поведение. Например, человек, будучи совершенно здоровым, приобрел полис. А через полгода он оказался на территории, где бушует эпидемия. Заболев, он будет очень долго лечиться, и страховщику придется платить гораздо больше, чем тот рассчитывал при продаже полиса. А если эта болезнь приведет к летальному исходу, то платить придется уже по полису страхования жизни. Бороться с недобросовестным поведением в страховании жизни можно, например, корректируя тарифы по прошествии определенного числа лет с момента заключения договора. Если, например, провести повторное медицинское обследование застрахованного, то может выясниться, что ему можно не увеличивать, а наоборот, уменьшать тариф, так как его здоровье могло и улучшиться.

Далее рассмотрим в отдельности макроэкономические показатели в разрезе стран, по которым имеется доступная информация, и его влияние на соотношение "страховой" и общепопуляционной смертности.

Во-первых, стоит рассмотреть зависимость среднего соотношения "страховой" и общепопуляционной смертности от уровня валового внутреннего продукта на душу населения, измеренного в долларах США по паритету покупательной способности национальной валюты (ППС). Такие данные обычно используются для международных сравнений для того, чтобы более корректно оценить уровень доходов населения в той или иной стране по отношению к остальным странам, участвующим в сравнении.

Итак, при росте среднедушевого ВВП наблюдается снижение показателя , хотя эта тенденция не очень явная. Данные по большинству стран ЕС и США ей соответствуют, однако бывают и отклонения (см. рис. 3)

Рис. 3. Зависимость среднего соотношения "страховой" и общепопуляционной смертностью мужчин от ВВП

Отраженная на рис. 3 тенденция свидетельствует о том, что с ростом средних доходов по стране разница в продолжительности жизни остается, причем можно сделать предположение, что в более "бедных" странах люди, страхуя свою жизнь, могут руководствоваться несколько иными мотивами, чем люди в более "богатых" странах. Это можно объяснить, например тем, что в более "бедных" странах стремление обеспечить семью доходами на случай смерти шире распространено, чем в более благополучных. Также можно сделать вывод о том, что в "бедных" странах сильнее воздействие недобросовестного поведения страхователей.

При этом необходимо принять во внимание и тот факт, что доходы в стране могут по-разному распределяться между различными группами населения. То есть, несмотря на, казалось бы, высокие среднедушевые доходы в стране, может сложиться ситуация, когда в результате сильного неравенства по доходам доля бедного населения высока. При международных сравнениях для оценки неравенства традиционно используются коэффициент концентрации Джини, а также коэффициент фондов.

Как и в случае с доходом на душу населения, зависимость показателя  от коэффициента Джини также отрицательная (см. рис. 4).

Рис. 4. Зависимость среднего соотношения "страховой" и общепопуляционной смертности мужчин от коэффициента Дженни

В данном случае зависимость просматривается менее явно, поэтому для того, чтобы окончательно убедиться в том, что существует отрицательная зависимость среднего соотношения "страховой" и общепопуляционной смертности от уровня дифференциации доходов, проведем анализ зависимости показателя  от коэффициента фондов (см. рис. 5).

Рис. 5. Зависимость среднего соотношения "страховой" и общепопуляционной смертности мужчин от коэффициента фондов

Рис. 5 также свидетельствует об отрицательной зависимости показателя  от коэффициента фондов. Можно сделать следующее предположение: чем выше неравенство по доходам среди граждан страны, тем большая вероятность того, что полис страхования жизни будут приобретать люди обеспеченные, у которых есть больше возможностей (по сравнению с менее обеспеченными людьми) следить за своим здоровьем. В свою очередь у более бедных людей попросту может не хватить средств на покупку полиса, а даже если и хватит, то они не смогут пройти процедуру андеррайтинга. В странах с меньшей социальной дифференциацией у людей, как правило, имеются более равные условия доступа к медицинскому обслуживанию. В этих же странах меньше разница в уровне и образе жизни, и соответственно большее (в процентном выражении) число людей может приобрести страховой полис; при этом, возможно, процедура андеррайтинга уже не помогает безошибочно определить нежелательных страхователей и, возможно, это ведет к большему значению показателя . Это же можно подтвердить и проанализировав зависимость  от доли национального дохода, получаемого 10% наиболее бедных граждан (нижней де-цилью) (см. рис. 6).

Рис. 6. Зависимость среднего соотношения "страховой" и общепопуляционной смертности мужчин от доли нижней децили в совокупности доходов

Очевидно, чем выше доля совокупного дохода, получаемая самыми бедными (а это означает, что у более богатых групп населения эти показатели различаются меньше, чем в обратном случае), тем выше смертность среди страхователей, то есть происходит "выравнивание" лиц, застрахованных по полису страхования жизни, с теми, кто не застрахован. Снова можно сделать вывод о том, что чем ниже дифференциация по доходам, тем меньше возможностей у страховщиков проводить жесткий отбор страхователей. В результате "просочиться" через процедуру андеррайтинга становится проще, и смертность среди застрахованных растет.

Исследование показывает, что общепопуляционная смертность всегда выше, чем смертность среди застрахованных по договорам страхования жизни. Можно утверждать, что неравенство по доходам является в первую очередь тем фактором, от значения которого зависит соотношение "страховой" и общепопуляционной смертности. Кроме того, важным показателем выступает и уровень доходов на душу населения.

Общий вывод исследования можно сформулировать следующим образом: независимо от того, какая социально-экономическая ситуация в стране, "страховая" смертность всегда будет отличаться от общепопуляционной. В этом случае задачей страховщика становится проведение такого отбора страхователей, который гарантирует положительный доход при установленных тарифах.

Это означает, что страховщик может ориентироваться на общепопуляционные данные смертности лишь в том случае, когда он уверен, что состав страхователей будет полностью отражать структуру населения страны и, соответственно, смертность в его выборке будет идентична общепопуляционной. На практике применение такого андеррайтинга трудноосуществимо, поэтому страховым компаниям приходится оценивать смертность страхователей, прибегая к косвенной информации.

В частности, возможна корректировка общепопуляционных показателей смертности с учетом влияния факторов уровня и неравенства доходов в стране. Одним из способов проведения более точной оценки смертности может стать условное разделение населения на группы с присвоением каждой из них своих "смертностных" характеристик.

Специфика нынешнего страхования жизни в России заключается в том, что страхование жизни широко используется для оптимизации налогообложения ФОТ. Речь идет о так называемых "зарплатных схемах", предложение и использование которых, сточки зрения законодательства, сомнительно, но такие услуги не являются страхованием жизни в классическом понимании страхования жизни. Безусловно, схемы ухода от налогообложения являются дестабилизирующим фактором как в национальной, так и в региональной экономике, негативно влияющими на становление рыночных механизмов в экономике. Выход из сложившейся ситуации видится в комплексном подходе: сделать их экономически невыгодными для предприятий, усилить надзор налоговых органов за выплатами по договорам страхования жизни, за страховыми организациями, у которых завышены ставки тарифов по договорам, существенная часть премии передается в перестрахование, повысить требования к размеру уставного капитала организаций, занимающихся страхованием жизни. [17]

Реальное страхование жизни в малых объемах, но все же присутствует на рынке. По различным оценкам доля собранных страховых премий по реальному страхованию жизни колеблется в пределах от 1% до 31%. Таким образом, величину взносов по договорам реального страхования жизни в 2001 году можно оценить цифрами от 44,7 млн. долларов до 1,4 млрд. долларов. В США ежегодно по долгосрочному страхованию жизни собирается около 350 млрд. долларов. Доля платежей по реальному страхованию жизни в ВВП России составляет от 0,02% до 0,62%, что соответствует аналогичным показателем Колумбии, Ливана, Бразилии, то есть странам с неустойчивой развивающейся экономикой, низким уровнем жизни населения, отсутствием социальной защиты населения.

Таблица 6 Доля страховых взносов в ВВП в разных странах

Страницы: 1, 2, 3