Анализ основных направлений страховой деятельности. Прогноз на 2000 - 2005 годы

 

Произведем аналитическое выравнивание по прямой. Для этого используем выражение:

 y0 = a0 + a1t , где t - условное обозначение времени, а а0 и а1 - параметры искомой прямой.

Параметры прямой, удовлетворяющей методу наименьших квадратов, находятся из решения системы уравнений:

na0 + a1åt = åy                                    

a0åt + aåt² = åyt  , где  y - фактические уровни,  n - число членов ряда динамики.     

Система упрощается, если t подобрать так, чтобы их сумма равнялась нулю, т.е. начало отсчета времени перенести в середину рассматриваемого периода. Тогда

а0 = å y/n ; a1 = åyt/t²

Поскольку число уровней четное (n = 8), то распределение при åt = 0 будет следующим (3-я колонка в таблице 7).

Из таблицы находим:

n = 8;  åy = 85321,29;  åyt = 355920,81;  åt² = 168.

a0 = 85321,29/8 = 10665,16;  a1 = 355920,81/168 = 2118,58

Уравнение прямой будет иметь вид: yt = 10665 + 2118,58t

По уравнению найдем расчетные значения выровненных уровней ряда динамики (последняя колонка в таблице 7).

Графически результаты произведенного аналитического выравнивания ряда динамики  страховой деятельности и фактические данные будут выглядеть следующим образом:

Рис.1.

Сумма уровней эмпирического ряда (åy) совпадает с суммой расчетных значений выравненного ряда åyt. А полученное уравнение показывает, что сумма личного страхования растет приблизительно на 4200 млн.руб. в год.

Мы произвели аналитическое выравнивание ряда динамики личного страхования по прямой. Рассмотрим данные по обязательному страхованию и произведем выравнивание по многочлену более высокой степени - по параболе второго порядка:

yt = a0t + a1t + a2t²   Для произведения расчетов  вновь воспользуемся данными, взятыми из таблицы 4.

 Таблица 8.

период  времени	обязательное страхование, млн. руб., y	t	t²	t	yt	yt²	yt
1992	1.10	-7	49	2401	-7,70	53,90	-348,55
1993	61.83	-5	25	625	-309,15	1545,75	47,97
1994	1225.57	-3	9	81	-3676,71	11030,13	1268,25
1995	6020.25	-1	1	1	-6020,25	6020,25	3312,29
1996	10974.17	+1	1	1	10,974,17	10974,17	6180,09
1997	12747.47	+3	9	81	38242,41	114727,23	9871,65
1998	13606.40	+5	25	625	68032,0	340160,0	14385,22
1999	19094.38	+7	49	2401	133660,66	935624,62	19725,75
ИТОГО	63731,17		68	6216	240895,43	1420135,80	59442,67

Система нормальных уравнений для определения параметров параболы принимает вид:

na0 + a1åt + a2åt² = åy

a0åt + a1åt² + a2åt³ = åyt

a0åt² + a1åt³ + a2åt  = åyt²

 

Как видно из таблицы åt = 0, также åt³ = 0, следовательно, система упрощается:

 

na0 + a2åt² = åy

a1åt² = åyt

a0 + a2åyt  = åyt²

 

Отсюда получается, что a1 = åyt/åt² = 1433,90 ;

a0и a2 определяются из решения системы двух уравнений с двумя неизвестными:

 

10a0 + 168а2 = 63731,17

168а0 + 6216а2 = 1420135,80 ,или

а0 + 16,8а2 = 6373,117

а0 + 37а2 = 8453,19

 

Отсюда 20,2а2 = 2080,07                           

                     а2 = 102,97

                     а0 = 4643,22

 

Уравнение параболы: yt  = 4643,22 + 1433,90t + 102,97t²

Расчетные данные для каждого года приводятся в последней колонке таблицы 8. Мы видим некоторые расхождения между суммой выровненных и фактических данных. Это происходит из-за округления величин, а также наличия более высоких степеней в системе уравнения для определения параметров параболы, чем, например, прямой. Для более наглядного рассмотрения рассчитанных показателей,  воспроизведем графически результаты, полученные аналитически.

Рис. 2

Как мы видим, выровненные данные действительно представляют собой параболу.

Параметры уравнения параболы интерпретируются следующим  образом: а0 - величина, выражающая средние условия образования уровней ряда, а1 - скорость развития данных ряда динамики, а2 - ускорение этого развития.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

3. Анализ  основных направлений страховой  деятельности. Прогноз на 2000 - 2005 годы

 

3.1. Метод экстраполяции

Исследование динамики социально-экономических явлений и выявление их основных черт в прошлом дают основания для прогнозирования, то есть для определения будущих размеров уровня изучаемого явления. При прогнозировании предполагается, что закономерность развития, найденная внутри динамического ряда, сохранялась и вне этого ряда в дальнейшем развитии.

Продление в будущее тенденции, наблюдавшейся в прошлом, носит название экстраполяции.

Наиболее сложным при прогнозировании является вопрос о том, с какой заблаговременностью можно определить будущий уровень ряда, или период упреждения прогноза.

Взятый в приведенном примере небольшой период заблаговременности объясняется тем, что развитие претерпевает изменения и расчет уровней значительно отдаленных лет может привести к ошибкам.

Также брать очень длительный прошлый период, по которому найдена закономерность развития, нецелесообразно, так как изменяются условия развития. Поэтому он должен быть не слишком длинным, но и не слишком коротким.

Наиболее простым методом прогнозирования является применение средних характеристик данного ряда динамики, таких как: средней абсолютный прирост и средний темп роста.

Первый способ: воспользуемся формулой:

yt = y1*Δy*t-1, где yt - экстраполируемый уровень

y1 - начальный уровень ряда динамики,

Δy - средний абсолютный прирост,

t-1 - условное обозначение времени ( номер уровня или года)

Средний абсолютный прирост был рассчитан во второй части курсовой работы и составил 5162,63 млн. руб. Используя формулу,  выше приведенную и данные по страховой деятельности, по которым поводились расчеты ранее, мы можем спрогнозировать динамику развития страховой деятельности в России в 2000 - 2005 годах.

 

Таблица 9

Год	прогнозируемая сумма страховых выплат по личному страхованию, млн. руб.
2000	460919,60
2001	518534,55
2002	576149,50
2003	633764,45
2004	691379,40
2005	748994,36

Таким образом, судя по таблице, сумма страховых выплат по личному страхованию будет увеличиваться и к 2005 году достигнет 748994,36 млн. руб.

Второй способ: будем использовать формулу:

yt = y1*K     , где  yt - экстраполируемый уровень,

y1 - начальный уровень ряда динамики,

К - средний темп роста,

t-1 - условное обозначение времени (номер уровня или года)

 

Таблица 10

Год	прогнозируемая сумма страховых выплат по личному страхованию, млн. руб.
2000	113798,96
2001	360742,70
2002	1143554,37
2003	3625067,34
2004	11491463,48
2005	36427939,23

 

 

Как мы видим, используя формулу со средним темпом роста, сумма страховых выплат по каждому следующему году увеличивается намного больше, чем при расчетах по предыдущей формуле. Таким образом, по данным таблицы 10, мы получаем, что к 2005 году прогнозируемая сумма страховых выплат по личному страхованию составит 36427939,23, по сравнению с суммой в 748994,36 млн. руб., которая получилась по предыдущей формуле.  Большие суммы страховых выплат получаются из-за того, что велик рассчитанный средний темп роста (3,17 или 317%). Поэтому, вероятнее всего, с каждым последующим годом сумма страховых выплат увеличивается более, чем на 300%.

 

3.2. Прогноз с помощью аналитического выравнивания

Экстраполяцию  рядов динамики осуществляют различными способами, например, экстраполируют ряды динамики выравниванием по аналитическим формулам. Зная уравнение для теоретических уровней и подставляя в него значения t за пределами исследованного ряда, рассчитывают для t вероятностные  yt.

Во второй части работы было выведено уравнение:

yt = 10665 + 2118,58t

Экстраполяцией при t = 9,11,13 и т д. можно определить ожидаемую сумму страховых выплат по личному страхованию в период с 2000 по 2005 годы.

Таблица 11

Год	прогнозируемая сумма страховых выплат по личному страхованию, млн. руб.
2000	29732,22
2001	33969,38
2002	38206,54
2003	42443,70
2004	46680,86
2005	50918,02

Данные, представленные в таблице 11 более приближены к реальности, так как наблюдается достаточно равномерное увеличение суммы страховых выплат. Однако, судя по полученным данным, в 2000-2001 годах происходит небольшой спад, сумма уменьшается с 36149,54 до 29732,22 млн. руб., но затем она вновь начинает увеличиваться и к 2005 году достигает 50918,02 млн. руб.

Таким образом, можно сделать вывод, что страховая деятельность в России продолжает и будет продолжать развиваться дальше, о чем свидетельствует данные, полученные практически.

 

 

 

 

 

 

 

 

Заключение

Перспективы развития

В соответствии с одобренным Правительством документом и в случае реализации программы Минфином инвестиционный потенциал отечественного страхового сектора экономики, включая долгосрочное страхование жизни и прирост страховых резервов по другим видам страхования, может составить к 2003 году 5—7 млрд. руб. или 15 процентов от прогнозируемого объема прямых иностранных инвестиций. В результате выполнения предлагаемых Минфином основных мероприятий при положительной тенденции развития экономики России в целом основные количественные  характеристики отечественного  страхового рынка возрастут в 2-2,5 раза. При активном использовании методов налогового стимулирования будет обеспечен опережающий рост добровольного страхования в 2 — 3 раза против 1,5 — 2-кратного увеличения масштабов обязательного страхования. Следствием станет рост отношений объема страховых взносов к внутреннему валовому продукту: с 1,3 процента в 2000 году до 2-2,5 процента в 2003 году. При этом доля отечественных компаний сохранится в пределах 80 процентов.

Основные направления развития национальной системы страхования в РФ включают ряд мер, которые нацелены на расширение и стимулирование этой системы. В частности, в 2002 году уже намечено повысить минимальный размер уставного капитала страховых организаций и перестраховочных компаний. Минимальные размеры уставных капиталов следует увеличить не менее чем в 5 раз к 2004 году.

За счет разнообразных стимулирующих мер количественные показатели страхового сектора экономики должны вырасти к 2003 г. в 2-2,5 раза, а объем страховых взносов увеличится с 1,3 процента от ВВП в 2000 г. до 2-2,5 процента - в 2003-м. Планируется, в частности, ввести новые виды обязательного страхования, повысить лимиты отнесения страховых взносов на производственные расходы с нынешнего 1 процента до 3 процентов от себестоимости продукции, упорядочить систему налогообложения страховщиков.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Библиографический список

1. Ефимова М.Р., Петрова Е.В., Румянцева  В.Н. Общая теория статистики, М.:ИНФРА-М, 2000.

2. Кильдышев Г.С., Овсиенко В.Е. и др. Общая теория статистики, М.,2003.

3. Рейтман Л.И. Страховое дело. Учебник. М.,2005. 

4. Ряузов Н.Н. Практикум по общей теории статистики, М., 2001

5. Шахов В.В Страхование. Учебник для вузов. М., 2005

6. Финансовая газета № 43, 2007

7. Сайт www.listovka.list.ru

8. Сайт www.gks.ru (Официальный Сайт  ГосКомСтата РФ)