Смешанное страхование жизни

ОГЛАВЛЕНИЕ
ВВЕДЕНИЕ
ГЛАВА 1. ТЕОРЕТИЧЕСКИЕ ОСНОВЫ СМЕШАННОГО СТРАХОВАНИЯ ЖИЗНИ: ПОНЯТИЕ, КЛАССИФИКАЦИЯ, СПЕЦИФИКА
1.1. Понятие и специфика страхования жизни как отрасли страхования
1.2. Особенности смешанного страхования жизни
ГЛАВА 2. ПРОЦЕДУРА ЗАКЛЮЧЕНИЯ ДОГОВОРА СМЕШАННОГО СТРАХОВАНИЯ ЖИЗНИ В СТРАХОВЫХ КОМПАНИЯХ РОССИИ И НИЖНЕГО НОВГОРОДА
2.1. Процедура заключения договора
2.2. Отличие смешанного страхования жизни от других видов страхования
3. ПЕРСПЕКТИВНЫЕ НАПРАВЛЕНИЯ РАЗВИТИЯ СМЕШАННОГО СТРАХОВАНИЯ ЖИЗНИ В РОССИИ
3.1. Модификации смешанного страхования жизни
3.2.Совершенствование тарифных ставок на страхование жизни
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
СПИСОК ИСПОЛЬЗОВАННЫХ ИСТОЧНИКОВ И ЛИТЕРАТУРЫ

Поэтому нетто-ставка по дожитию с увеличением возраста принимаемого на страхование лица постепенно снижается от 150 582 рублей 19 копеек для, например, двадцатилетнего лица, при расчете тарифов по таблице смертности Росстата, до 134 133 рублей 62 копеек для шестидесятилетнего при тех же условиях.
Нетто-ставка на случай смерти, наоборот, при увеличении возраста возрастает от 1 424 рублей 70 копеек для лица в возрасте 20 лет, до 21 620 рублей 4 копеек для лица в возрасте 60 лет при тех же условиях. Заметно растет и удельный вес нетто-ставки на случай смерти. Например, в договоре смешанного страхования жизни, при расчете по таблице смертности Росстата, для шестидесятилетнего она составляет 13,88 процентов.
Нетто-ставка на дожитие для женского пола ниже, чем для лиц мужского пола. Это связанно с тем, что вероятность дожития до следующего возрастного интервала последних ниже. Следовательно, нетто-ставка на случай смерти мужчин будет выше, чем для женщин.
В целом единовременная нетто-ставка по смешанному страхованию жизни тем ниже, чем моложе принимаемое на страхование лицо и чем длиннее срок страхования.
Все единовременные нетто-ставки значительно ниже страховой суммы. При этом чем длиннее срок страхования, тем ниже относительная величина единовременной нетто-ставки по сравнению со страховой суммой. Это связано с доходом от процентов, который нарастает на резерв взносов. При увеличении срока страхования доход, в свою очередь, также растет.
К влиянию срока страхования добавляется и влияние возраста. При одинаковом сроке страхования: чем моложе застрахованный, тем ниже для него нетто-ставка по сравнению со страховой суммой, так как единовременные нетто-ставки представляют собой современную стоимость финансовых обязательств страховщика и страхователя. Это современная стоимость будущих выплат в размере страховой суммы, в данном случае 250 000 рублей. Единовременная ставка не равна данной величине - она лишь ей эквивалентна.
Таким образом, если в обычных финансовых операциях современная стоимость предстоящих платежей учитывает лишь норму роста денег или норму доходности, то в страховании жизни современная стоимость предстоящего платежа учитывает еще и вероятность дожить и умереть на протяжении данной финансовой операции. Поэтому результаты страховых тарифов при использовании для их расчетов различных таблиц смертности, построенных Росстатом или же полученных на основе одного из методов построения таблиц смертности, скорее всего, не будут одинаковы. Это связано с тем, что каждый метод заключает в себе определенный порядок вымирания, а следовательно, результаты оценок таблиц смертности для одних и тех же возрастов при разных методах будут различны.
Некоторые компании области используют при расчетах тарифов страхования жизни таблицы смертности населения РФ за 2000 год, что является некорректным в связи с достаточно большим разрывом во времени. Более чем за 7 лет демографическая ситуация изменилась, и можно с уверенностью сказать, что данные таблицы отражают порядок вымирания предположительно иной, чем существующий на настоящий момент в РФ. Используя данные по РФ, страховщик подвергает себя опасности завышения тарифов, что отрицательно скажется на конкурентоспособности компании.
Таблица 5. Результаты критерия знаков Вилкоксона для оценок qx таблицы смертности Росстата по РФ за 2000 год с оценками таблицы Росстата по Новгородской области и расчетными таблицами для обоих полов за 2011 год
№ Таблицы Процент положительных разностей z - статистика p-value 1 Метод Граунта 17,00000 6,50000 0,00000 2 Метод Лапласа 13,86139 7,164268 0,00000 3 Демографический метод 12,87129 7,363275 0,00000 4 Таблица смертности Росстата по Новгородской области 14,00000 7,10000 0,00000 Для подтверждения вышесказанного использован критерий знаков Вилкоксона, с помощью которого были выявлены существенные различия между оценками qx (вероятность умереть в возрастном интервале от х до (х+1)) таблиц смертности Росстата по РФ за 2000 год и таблиц Росстата для Новгородской области за 2011 год, а также таблиц, рассчитанных на основе методов Граунта, Лапласа и демографического. Полученный результат представлен в таблице 5.
Критерий знаков Вилкоксона показал, что значения таблицы смертности населения РФ за 2000 год существенно различаются с данными остальных таблиц смертности, используемых для сравнения с ними на пятипроцентном уровне значимости. Таким образом, порядок вымирания, заложенный во всех этих таблицах, различен, и расчет тарифов, проводимый на основе данных по РФ, существенно будет искажать значения тарифных ставок для населения Новгородской области.
Для подтверждения сказанного рассмотрим результаты проведенных расчетов тарифов смешанного пятилетнего страхования жизни на основе данных таблиц смертности населения РФ в сравнении с полученными по всем таблицам смертности для Новгородской области.
Таблица 6. Тарифы смешанного страхования жизни для обоих полов, полученные на основе таблиц смертности населения РФ за 2000 год, таблиц смертности Росстата и расчетных таблиц по Новгородской области за 2011 год, %
№ Возраст застрахованного лица, лет Метод Граунта Метод Лапласа Демографический метод Таблица
Росстата
по РО Таблица
Росстата
по РФ 1 20 64,0156 63,9991 64,0039 64,0029 64,2181 2 30 64,1602 64,1848 64,1805 64,2051 64,3486 3 40 64,4591 64,4592 64,4644 64,4841 64,5718 4 50 65,0214 64,8758 64,8877 64,9386 65,5347 5 60 65,1910 65,6623 65,7221 65,5805 66,8155 6 70 67,4459 67,3132 67,1757 67,1737 68,9789 Из таблицы 6 видно, что тарифы по таблицам смертности для РФ значительно превышают остальные во всех возрастных интервалах. В абсолютных величинах данные отклонения составляют до 4643,81 рублей. Различия в брутто-ставках, рассчитанных на основе всех используемых ранее таблиц смертности населения Новгородской области, и брутто-ставках на основе таблиц смерт-ностинаселения РФ, представлены в таблице 7.
Таблица 7. Превышение единовременных брутто-ставок по смешанному страхованию жизни для обоих полов по таблицам смертности населения РФ за 2000 год над брутто-ставками по другим таблицам смертности за 2011 год, руб.
№ Возраст застрахованного лица Метод Граунта Метод Лапласа Демографический мето Таблица
Росстата
по РО 1 20 506,27 547,43 535,32 537,94 2 30 470,92 409,59 420,19 358,81 3 40 281,94 281,64 268,53 219,39 4 50 1283,41 1647,19 1617,57 1490,25 5 60 4061,26 2882,98 2733,42 3087,57 6 70 3832,53 4164,17 4507,97 4512,78 Самые значительные различия в брутто-ставках приходятся на значения, рассчитанные демографическим методом. Разница в тарифах, полученных по таблице смертности, рассчитанной с помощью метода Граунта, в среднем наименьшая среди остальных, что еще раз доказывает довольно существенные различия значений таблиц смертности, полученных с его помощью, от остальных таблиц смертности населения Новгородской области. В среднем наибольшее отклонение наблюдается для таблицы смертности Росстата по населению Новгородской области.
Полученный результат является доказательством того, что исходные данные, используемые в расчетах, довольно сильно разнятся.
Некоторые страховые компании, ведущие свою деятельность на территории Новгородской области, предпочитают в качестве клиентов по страхованию жизни, в частности, по смешанному виду, своих сотрудников. Это дает основание считать, что данными организациями могут использоваться «серые схемы» выплаты заработной платы, с помощью которых они уклоняются от налогов. Тарифы в этом случае будут несколько завышены. По данным одной из новгородских компаний за 2010 год он составляет, например, для лица в возрасте сорока лет 85,60 процентов от страховой суммы 248 733 рублей, при норме доходности 13 процентов (данный тариф использовался в 2010 году). Этот тариф значительно превышает аналогичный по таблицам смертности, полученным методом Граунта (тариф составил 57,38 процента), Лапласа и демографическим (тарифы, полученные данными методами, одинаковы и составляют 57,40 процента), а также таблицы Росстата по Новгородской области (тариф составил 57,46 процента). Используя «серые» или «зарплатные» схемы, компании нарушают налоговое законодательство.
Предположение о завышении тарифов, выдвинутое ранее, находит свое подтверждение в полученных результатах. Таким образом, можно с уверенностью сказать, что страховые компании значительно снижают свой риск, используя в качестве основы для расчетов тарифов по смешанному страхованию жизни таблицы смертности Росстата для РФ.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
Смешанное страхование — это такой вид, по условиям которого страховщик выплачивает застрахованному лицу или его правопреемнику определенную денежную сумму при дожитии застрахованного до определенного возраста, события или даты, либо в случае смерти.
Также в ряде случаев данным видом предусматривается выплата страховой суммы в связи с утратой трудоспособности.
Объектом этого вида страхования являются имущественные интересы, связанные с дожитием граждан до определенного возраста или срока, со смертью, здоровьем, а также трудоспособностью застрахованного, если данный пункт включен в договор.
Теоретически застрахованными по договору страхования могут быть граждане от 16 до 77 лет с условием, чтобы к моменту окончания срока договора их возраст не превышал 80 лет.
На практике страховые компании ограничивают возраст застрахованных от 16 до 70 лет или от 14 до 70 лет. Это устанавливается их внутренними правилами. Некоторые страховщики в качестве предельного возраста принимают 65 лет. После 70 лет вероятность смерти застрахованного очень высока, поэтому, устанавливая возрастные рамки, компания старается снизить свой риск.
Процедура заключения договора состоит в следующем: страхователь при подаче заявления о страховании установленной формы уплачивает первый (или единовременный) взнос, если в этом заявлении указано о его уплате наличными деньгами. После оформления лицевого счета страхователю вручается страховое свидетельство, удо стоверяющее оформление договора. Если же в соответствии с заявлением взносы уплачиваются в безналичном порядке, то первый и последующие взносы удерживаются из зарплаты страхователя и перечисляются на основании списка об удержании этих взносов, передаваемого страховым агентом по месту работы страхователя. После перечисления первого взноса страхователю вручается страховое свидетельство.
Важным отличием страхования жизни, а в частности смешанного страхования, является срок, на который заключаются договоры по данному виду, иногда они действуют всю жизнь застрахованного. При иных страховых продуктах обычная продолжительность действия договора — один год, подразумевающая ежегодную его пролонгацию.
Специфической чертой страхования жизни является то, что оно представляет собой накопительный вид. По окончании срока действия договора застрахованный помимо страховой суммы может получить также инвестиционный доход, размер которого зависит от суммы страхового взноса. Поэтому методика расчета тарифов по данному виду отличается от всех остальных. В связи с этим страховщикам, имеющим дело со страховыми
Полисы по модифицированному смешанному страхованию жизни активно продаются страховыми компаниями, так как этот вид страхования является более гибким, чем обыкновенное смешанное страхование жизни. Например, если застрахованный (или страхователь) попадает в сложное финансовое положение, ему и страховой компании не обязательно расторгать договор страхования по причине неуплаты страховой премии, а можно уменьшить размер страховой суммы таким образом, чтобы величина страховой премии оказалась приемлемой для застрахованного (страхователя). Также этот вид страхования позволяет индексировать страховую сумму с учетом инфляции.
Некоторые страховые компании, ведущие свою деятельность на территории Новгородской области, предпочитают в качестве клиентов по страхованию жизни, в частности, по смешанному виду, своих сотрудников. Это дает основание считать, что данными организациями могут использоваться «серые схемы» выплаты заработной платы, с помощью которых они уклоняются от налогов. Тарифы в этом случае будут несколько завышены.
Гипотеза о завышении тарифов, выдвинутая ранее, находит свое подтверждение в полученных результатах. Таким образом, можно с уверенностью сказать, что страховые компании значительно снижают свой риск, используя в качестве основы для расчетов тарифов по смешанному страхованию жизни таблицы смертности Росстата для РФ.

СПИСОК ИСПОЛЬЗОВАННЫХ ИСТОЧНИКОВ И ЛИТЕРАТУРЫ
Аль-Натор М.С., Шестаков И.П. Модифицированная модель смешанного страхования жизни // Научный вестник Московского государственного технического университета гражданской авиации. 2008.№ 132. С. 94-96.
Денисова И.П. Страхование — М.: ИКЦ «МарТ»; Ростов н/Д: Издательский центр «МарТ», серия «Учебный курс», 2003. — 288 с.
Страхование: статистика и факты страховых событий и случаев. Портрет страховой компании. Законодательство, регулирующее страховую деятельность. — Ростов н/Д ОАО СК «ЭНИ», издание второе, переработанное и дополненное, 2003. — 102 с.
Страховое дело / Под ред. Рейтмана Л.И. — М.,2012.
Кошкин Г.М., Ланкина Н.В. Непараметрическое оценивание нетто-премий для смешанного страхования жизни // Известия Томского политехнического университета. 2009. Т. 314. № 5. С. 236-240.
Овчарова Л.Н. Страхование жизни: понятие, классификация, специфика//Учет и статистика. 2008. № 12. С. 234-239.
Овчарова Л.Н. Построение и анализ таблиц смертности на основе региональных данных //Вестник Ростовского государственного экономического университета РИНХ. 2009. № 28. С. 264-273. 0
Овчарова Л.Н. Сравнительный анализ тарифных ставок на страхование жизни //Вестник Ростовского государственного экономического университета РИНХ. 2008. № 26. С. 189-196.
«Росгосстрах» — Правила смешанного страхования жизни (типовые (единые)) от 29 мая 1985 , в ред. от 26 октября 2004 .
Троицкая И.В. Теория и практика правового регулирования страхования в сфере предпринимательства в зарубежных странах //Известия Российского государственного педагогического университета им. А.И. Герцена. 2008. № 56. С. 121-127.

Овчарова Л.Н. Страхование жизни: понятие, классификация, специфика//Учет и статистика. 2008. № 12. С. 239.
Аль-Натор М.С., Шестаков И.П. Модифицированная модель смешанного страхования жизни // Научный вестник Московского государственного технического университета гражданской авиации. 2008.№ 132. С. 96.
Денисова И.П. Страхование — М.: ИКЦ «МарТ»; Ростов н/Д: Издательский центр «МарТ», серия «Учебный курс», 2003. — с.88.
Страховое дело / Под ред. Рейтмана Л.И. — М.,2012.с.166.
Страхование: статистика и факты страховых событий и случаев. Портрет страховой компании. Законодательство, регулирующее страховую деятельность. — Ростов н/Д ОАО СК «ЭНИ», издание второе, переработанное и дополненное, 2003. — с.99.
Аль-Натор М.С., Шестаков И.П. Модифицированная модель смешанного страхования жизни // Научный вестник Московского государственного технического университета гражданской авиации. 2008.№ 132. С. 94.
Аль-Натор М.С., Шестаков И.П. Модифицированная модель смешанного страхования жизни // Научный вестник Московского государственного технического университета гражданской авиации. 2008.№ 132. С.96.
Овчарова Л.Н. Построение и анализ таблиц смертности на основе региональных данных //Вестник Ростовского государственного экономического университета РИНХ. 2009. № 28. С. 244.
Овчарова Л.Н. Сравнительный анализ тарифных ставок на страхование жизни //Вестник Ростовского государственного экономического университета РИНХ. 2008. № 26. С. 189.
3