CC BY
19УДК 336: 368.03
Бутирша В.М.,
к.е.н., доцент, ТНУ 1меш В.1. Вернадського
Литвинова О.К.,
мапстрант, ТНУ 1меш В.1. Вернадського
УПРАВЛ1ННЯ Ф1НАНСОВОЮ СТ1ЙК1СТЮ СТРАХОВИХ ОРГАН1ЗАЦ1Й
Дослщжено сутшсть та особливост управлшня фшансовою стшюстю страхових оргашзацш. Побудовано економшо-математичну модель максим1зацИ фшансово1 стшкост страхових компанш, проведено вщповщш розрахунки.
Ключов1 слова: фшансова стшюсть, страхов1 оргашзацп, економшо-математична модель, фшан-сов1 показники, управлшня.
ВСТУП
У ринковш економщ фшансова стшюсть суб'екпв господарювання е одним з найважливших елеменпв !х ефективного функцюнування, чинником стабшьного розвитку та економ1чного бла-гополуччя. Для страхових компанш достатнш р1вень фшансово1 стшкосп е також головною умо-вою !х конкурентоспроможного функцюнування, повного i своечасного виконання страхових зо-бов'язань, швестицшно! привабливостi та результатом спiльних злагоджених дiй усiх ланок стра-хово! дiяльностi. Даний факт пояснюеться тим, що на сьогоднiшнiй день страхування виступае одним iз важливих елемеш!в фшансово1 системи держави та е запорукою забезпечення сощаль-но! захищеносп громадян, пiдтримки економiчноl стабiльностi в суспшьсга, страхового захисту вiдтворення процешв, розвитку рiзних галузей та економши кра!ни в цiлому.
Теоретичнi та практичш аспекти фшансово1 стiйкостi суб'екпв господарювання дослщжува-ли у сво!х працях I. Бланк, I. Зятковський, А. Поддерьогш, О. Терещенко, а в сферi страхування — М. Александрова, В. Базилевич, Н. Внукова, О. Заруба, М. Клапка, С. Осадець, В. Плиса та ш.
Разом з тим, подальшого дослщження потребують питання теоретико-методологiчного обгрун-тування, оцшки та забезпечення фшансово1 стшкосп страхових компанiй з метою управлшня даним процесом.
ПОСТАНОВКА ЗАВДАННЯ
Метою статп е визначення найбшьш iстотних параметрiв, що характеризують та забезпечують фшансову стшюсть страхових органiзацiй Украши, а також !х рiвня на пiдставi побудови еконо-мшо-математично1 моделi максимiзацil фшансово! стiйкостi.
РЕЗУЛЬТАТИ
У вiтчизнянiй економiчнiй лiтературi та законодавствi вiдсутнiй ч^кий та единий пiдхiд до оцшки фшансово1 стiйкостi страховика i визначення ll сутностi. Ця ситуацiя призводить до ото-тожнення фшансово1 стшкосп з iншими характеристиками дiяльностi страховика: надшшстю, платоспроможнiстю, лiквiднiстю, безпекою.
Тим не менш, Закон Укра1ни «Про страхування» [1] визначае необхщш складовi протистояння багатьом ризикам i досягнення фшансово1 стiйкостi страховика. Згiдно Закону страховi компани з метою забезпечення власно1 платоспроможностi i фшансово1 стшкосп можуть створювати i формувати вшьш резерви; брати участь у централiзованих резервних i добровiльних фондах страхових гарантш (пулах), збiльшувати розмiр власних коштiв вiдповiдно до обсягу операцш, формувати збалансований страховий портфель тощо.
Аналiзуючи основнi шдходи до визначення сутностi фшансово1 стшкост^ слiд зазначити, що термiн «стшюсть» найбiльш уживаний в областi мехашки, але е поняттям загальним, а його тлу-мачення грунтуеться на здатност зберiгати певнi параметри, властивост пiд впливом несприят-ливих умов як незмшшсть факту iснування в довгостроковому перюдь
Найбiльш повним i послiдовним дослiдженням сутностi фшансово1 стшкосп страховика е праця росiйського вченого Л. Орланюк-Малицько1. Фiнансова стiйкiсть страхово1 компани представлена як такий стан ll фiнансових ресурсiв (кшьюсть i якiсть), який забезпечуе платоспроможшсть i подальший розвиток оргашзацп в умовах ризику, пов'язаного зi страховим захистом суб'екпв ринку. Дослiдник вщзначае, що змiна рiвня фшансово1 стшкосп страховика вщбуваеться в пев-них критичних точках, у яких кшьюсш змiни у результатах дiяльностi та фшансових ресурсах компани обумовлюють i !х якiсну змiну [2, с. 33-35].
41
Шеремет А.Д. визначае фшансову стшюсть як певний стан рахунюв шдприемства, що гаран-туе його постшну платоспроможшсть. Сутшстю фшансово! стшкосп вш вважае забезпечення запашв { витрат джерелами кошт1в для !х фшансування [3].
Балабанов 1.Т. вважае фшансово-стшким такий господарюючий суб'ект, який за рахунок влас-них кошт1в покривае кошти, вкладеш в активи, не допускае невиправдано! деб!торсько! та креди-торсько! заборгованосп { своечасно розраховуеться за сво!ми зобов'язаннями, тобто основою фшансово! стшкосп е рацюнальна оргашзащя та використання оборотних кошт1в [4].
Вщзначаючи, що фшансова стшюсть е не що шше, як надшно гарантована платоспроможшсть, незалежшсть вщ випадково! ринково! кон'юнктури { поведшки партнер1в, Грачов О.В. пов'язуе фшансову стшюсть з фшансово-економ!чною р1вновагою, яка полягае в тому, що реальш, про-дуктивш (довгостроков! та поточш нефшансов!) активи забезпечуються власним кашталом шдпри-емства. Це означае, що вс фшансов! активи (грошов! кошти, цшш папери, що швидко реал1зу-ються, деб1торська заборговашсть та довгостроков! фшансов! вкладення) вр1вноважуються пози-ковим кашталом [5].
Таким чином, фшансову стшюсть страхово! оргашзаци можна представити як динам1чний процес оргашзаци !! фшансових ресуршв на основ! адаптацп компани до змш зовшшшх { внутршшх умов функцюнування з метою шдвищення ефективносп !! д!яльносп та дотримую-чись перспективних напрям1в подальшого розвитку.
У рамках дискуси щодо сутносп фшансово! стшкост страхово! компани вщбиваеться вся складшсть ще! категори, яка, як { шш! поняття (стабшьшсть, прибутковють, фшансова безпека), е ор1ентиром при реал!заци загально! стратеги страховика. Кр1м цього, даш визначення взаемо-пов'язаш. Часто зустр1чаеться думка теоретиюв { практиюв галуз! стосовно того, що економ1ч-ною передумовою фшансово! стшкосп страхово! компани е наявшсть певного сшввщношення м1ж величиною зобов'язань компани та розм1ром кошт1в, якими вона розпоряджаеться. Цей шдхщ в економ!чнш л1тератур1 застосовуеться у зв'язщ «лшвщшсть страхово! компани — платоспроможшсть — стшюсть». У результат! чого формуються спроби визначити фшансову стшюсть страховика в межах набору показниюв, що характеризують фшансовий стан компан!! ! ефектившсть !! д!яльност!.
Критичний анал!з юнуючих п!дход!в до оц!нки р!вня фшансово! стшкосп страхових ком-пан!й [6-12] свщчить про те, що оцшка зд!йснюеться на основ! розрахунку ! анал!зу в!дносних ! абсолютних фшансових показник!в, к!льк!сть яких, спос!б обчислення ! трактування можуть ютотно вщр!знятися у кожного з автор!в. Але вс! застосовуван! показники, як правило, можна позицюну-вати у наступних групах: показники, що характеризують лшвщшсть та платоспроможшсть; показники, що характеризують структуру кашталу; показники, що характеризують фшансов! результата д!яльносп та дшову активн!сть. Таким чином, дан! методики можна вважати лише уза-гальненим п!дходом до оцшки ф!нансово! ст!йкост!, зважаючи на вщсутшсть единих норматив-них критер!!в таких показниюв та враховуючи специф!ку д!яльносп самого страховика.
Незм!нно важливим залишаеться лише той факт, що фшансовою стшюстю страховика можна ! необхщно управляти (забезпечувати, посилювати чи послаблювати) в результат! вщповщного управл!ння активами ! пасивами компан!!, розробки рацюнально! стратег!!, вибору тактичних д!й з урахуванням зовн!шн!х умов д!яльност!, внутршшх фактор!в, етап!в розвитку, спец!ал!зац!! та професшного р!вня менеджер!в.
З метою управлшня р!внем ф!нансово! ст!йкост! страхово! компан!! необхщно вид!лити та оха-рактеризувати найб!льш ютотш !! складов!, а також встановити прийнятний р!вень даних пара-метр!в. Ц!е! мети можна досягти шляхом побудови економшо-математично! модел! максим!зац!! ф!нансово! ст!йкост!.
У бшьшост методик оц!нки ф!нансово! стшкосп страхово! компан!! в якост! основних показ-ник!в наводять:
1. Коефщент автоном!! (коеф!ц!ент власного кап!талу або власност!) — визначае частку влас-ного кап!талу у загальн!й величин! кашталу за шдсумком балансу:
К = ВК , (1)
а К
де ВК — сума власного кашталу страхово! компан!!;
К — загальна сума кашталу страхово! компан!! (власний, позиковий, залучений).
42
Bиcoкий piвeнь кoeфiцieнтa xapaктepизye фiнaнcoвy незалежнють, cтiйкicть cтpaxoвикa, га-paнтye виконання його зобов'язань пepeд yciмa кошрагентами. Однак, не cлiд зaбyвaти, що в цiляx пiдвищeния eфeктивнocтi викopиcтaння влacнoгo кaпiтaлy cтpaxoвi кoмпaнiï зaлyчaють i пoзикoвi кошти (ефект фшажового лeвepиджy). Bиxoдячи iз зapyбiжнoï ^актои нopмaтивний piвeнь кoeфiцieнтa — G,6-G,7. У вiтчизиянiй пpaктицi оптимальним ^ийнято вважати значення G,5 < Ka < l.
У якоеп iнтepпpeтaцiï дано1' фopмyли викopиcтoвyють також кoeфiцieнт cпiввiднoшeння вла^ ниx i пoзикoвиx кoштiв, кoeфiцieнт позикового кaпiтaлy, показник фшажового лeвepиджy тощо.
2. Koeфiцieнт aбcoлютнoï лiквiднocтi — визнaчae забезпеченють cтpaxoвoï opгaнiзaцiï вжоко-лiквiдними активами для виконання cвoïx зобов'язань y поточному пepioдi:
Кл = 1 •........... . (2)
де Ав — вжоколшвщш активи (гpoшoвi кошти та ïx eквiвaлeнти) cтpaxoвoï opгaнiзaцiï;
ЗО — загальна cyмa зобов'язань cтpaxoвoï кoмпaнiï;
Пpи значенш Kл > G,8 cтpaxoвик мae достатнш piвeнь плaтocпpoмoжнocтi [б].
B якоеп дoдaткoвиx пoкaзникiв також викopиcтoвyють кoeфiцieнти загально1' лiквiднocтi• тep-мiнoвocтi (вщношення cyми гoтiвкoвиx кoштiв i виcoкoлiквiдниx aктивiв до cyми peзepвiв неза-poблeниx пpeмiй i peзepвiв збитюв) та iн.
3. Показник cпiввiднoшeння кaпiтaлy i cтpaxoвиx peзepвiв. Автopи бaгaтьox методик вважа-ють, що caмe цей кoeфiцieнт на cьoгoднiшнiй чac зacлyгoвye ocoбливoï yвaги для оцшки фшажо-во1' cтiйкocтi:
ВК
Ккр =-, (З)
СР
де CP — cyмa cтpaxoвиx peзepвiв cтpaxoвoï кoмпaнiï.
Koeфiцieнт вкaзye• нacкiльки cтpaxoвi peзepви забезпечеш влacним кaпiтaлoм. Дoпycтимим e значення показника K^ > l.
На наш погляд, викopиcтoвyвaнi y poзpaxyнкax показники e дocтaтньo iнфopмaтивними• а дaнi пpo ниx зaгaльнoдocтyпнi (мicтятьcя y Фopмi l «Балано>), що e важливим, адже бшьшють анал> тикiв cтpaxoвoгo pинкy мають можливють oцiнювaти фiнaнcoвy cтiйкicть cтpaxoвиx кoмпaнiй лише на пiдcтaвi iнфopмaцiï• poзмiщeнoï на oфiцiйниx caйтax opгaнiзaцiй• або дaниx фiнaнcoвoï звiтнocтi• опублшованж в oфiцiйниx видaнняx та зacoбax мacoвoï iнфopмaцiï. Пpи цьому ана-лoгiчнi за cмиcлoвим навантаженням показники мicтятьcя y «Tecтax paнньoгo пoпepeджeння» i мають нaйбiльшi значення вaгoвиx кoeфiцieнтiв знaчyщocтi [б].
Для по6удови eкoнoмiкo-мaтeмaтичнoï мoдeлi мaкcимiзaцiï фiнaнcoвoï стшкост! в якocтi oc-новно1' мети oбepeмo дocягнeния нaйбiльшoгo значення показника cпiввiднoшeння кaпiтaлy i crpa-xoвиx peзepвiв• який наведено у фopмyлi (З).
Змiнними у cтвopювaнiй мoдeлi будуть oбcяги чиcтoгo влacнoгo кашталу i чиcтиx cтpaxoвиx peзepвiв (4BK — xl i ЧСР — x2):
4BK =BK - НМА, (4)
ЧСР = CP - 4ncp. (5)
де 4BK — чистий влacний кaпiтaл;
НМА — залишкова вapтicть нeмaтepiaльниx aктивiв cтpaxoвoï opгaнiзaцiï;
ЧСР — чиcтi cтpaxoвi peзepви;
4ncp — чacткa пepecтpaxoвикiв у cтpaxoвиx peзepвax.
Дaнi величини чинять нaйбiльш icтoтний вплив на фшажову cтiйкicть cтpaxoвиx opгaнiзaцiй з ypaxyвaнням галузево1' cпeцифiки ïx функцюнування.
^и цьому будемо yтpимyвaти у оптимально мeжax значення кoeфiцieнтa автономи (див. фopмyлy (l) i показника лшвщност! (див. фopмyлy (2), але не для вcix пoтoчниx зобов'язань, а лише для по^итта чиcтиx cтpaxoвиx peзepвiв• ocкiльки величина cтpaxoвиx peзepвiв бiльш точно oцiнюe фшадаову cтiйкicть cтpaxoвoï кoмпaнiï• нiж• пpипycтимo• cyмa cтpaxoвиx внecкiв• що xa-paктepизye aбcoлютнy величину гpoшoвиx кош^в, що нaдiйшли на poзpaxyнкoвий paxyнoк або у кacy кoмпaнiï за фактично yклaдeнi та пpoлoнгoвaнi дoгoвopи:
Клр . (б)
ЧСР
43
Цей показник характеризуе, наскшьки майбутш виплати кл1ентам страхово! компани забезпе-чеш найбшьш лшвщними активами (грошовими коштами та !х екв1валентами у нацюнальнш та шоземнш валютах). Якщо показник менше 1, це може свщчити про те, що:
1) компашя у недостатньому обсяз1 формуе страхов! резерви (страхування здшснюетъся за низькими тарифами i резерв1в, можливо, не буде вистачати на покриття вс1х претензш);
2) грошi з компани були виведенi акцiонерами у формi перестрахування або покупки поточних та довгострокових цiнних паперiв;
3) витрати компани на утримання офiсiв i здiйснення iнвестицiй е невиправдано завищеними, а !х джерелом е не грошi акцiонерiв, а власникiв полгав [13].
З метою видшення у формулах (1) i (6) змшних цшьово! функци, наведемо капiтал страхово! компани у виглядк
К = ВК + ЧСР + ЗВПпр + Одп + ДМП, (7)
де ЗВПпр — обсяг шших забезпечень наступних виплат та платежiв (сума забезпечення наступ-них виплат та платежiв за вирахуванням розмiру чистих страхових резервiв (ЧСР));
Одп — сума поточних i довгострокових зобов'язань;
ДМП — сума доходiв майбутшх перiодiв.
На пiдставi формул (4) i (5), наведемо власний каттал i страховi резерви страхово! оргашзаци у виглядi:
ВК = ЧВК + НМА, (8)
СР = ЧСР + ЧПср. (9)
З огляду на оптимальш обмеження, складемо модель:
х1 + НМА , ч
Ккр =-^ max, (10)
х2 + ЧПср
0,5 < Ка = ВК =-х1 + НМА-< о,99, (,1)
К ВК + х2 + ЗВПпр + Одп
AR
0,8 < Клр =-< 2, (12)
х2
х1> 0, (13)
х2 > 0. (14)
Метод рiшення моделi зводиться до побудови обласп, яка визначаеться нерiвностями (11) - (14), i пошуку в нiй точки, яка надае максимальне значення цiльовiй функци.
Розрахунки проведемо на прикладi даних фшансово! звiтностi ПрАТ «Страхова компашя« АСКО-Донбас Ившчний» [14]. Агрегований баланс станом на 07.12.2011 р. мае наступний вигляд.
Таблиця 1. Агрегований баланс ПрАТ «Страхова компашя «АСКО-Донбас Ившчний» станом на 07.12.2011, тис. грн. *
Актив Пасив
показники сума показники сума
I. Необоротш активи, у т.ч.: 40322,8 I. Власний каттал 30650,2
1.1 Нематерiальнi активи за залиш-ковою Rартiстю 464,0 II. Забезпечення наступних виплат та платежiв, у т.ч.: 33951,2
II. Оборотш активи, у т.ч.: 27877,6 2.1 Страховi резерви 35794,0
2.1 Грошовi цiнностi та ix е^вале-нти у нацiональнiй Rалютi 25912,3 2.2 Доля перестраховиюв у страхових резервах 1842,8
III. Витрати майбутшх перiодiв 68,2 III. Поточш зобов'язання 3667,2
Баланс 68268,6 Баланс 68268,6
: Розраховано авторами
Оцшимо фiнансову стiйкiсть страхово! оргашзаци на пiдставi запропонованих показникiв:
Ка = ВК = 306502 = 0 = ВК = 306502 = 0 = = 259123 = 0,76
К 68268,6 СР 35794,0 ЧСР 33951,2
44
Проведеш розрахунки свщчать про порушену фшансову стшюсть страхово! компани, тому вс показники знаходяться нижче р1вня оптимальних значень.
Скористаемося запропонованою економшо-математичною моделлю максим1заци фшансово! стшкосп на шдстав1 розрахунку р1вня найбшьш ютотних параметр1в, що характеризують { забез-печують фшансову стшюсть страхово! оргашзацп (х1 { х2).
0,5 <-
Х1 + 464_< 0,99; 08 < < 2; х1 > 0; х2 > 0.
30650,2 + х2 + 3667,2 ' х2
Ршення мае вигляд обмежень: х1 - 0,5x2 > 16694,7 ; х1 - 0,99x2 < 33510,23 ; 12956,15 < х2 < 32390,38 .
Зобразимо область ршень поставлено! задач! на рис. 1. Область допустимих значень змшних х1 { х2 являе собою прямокутник ЛБСБ.
X
2
32390
30000
20000
12956
10000
1378,8
10000
14334,
23172,8 32889,9
46336.8
65576.7
20000
30 000 4 00 00
500 00
60000
70000
Хх
Рис. 1. Область виршення задач! максим!заци фшансово! стшкосп ПрАТ «Страхова компан!я «АСКО-Донбас Ившчний», тис. грн. (Складено авторами)
Якщо побудувати граф!к цшьово! функц!!' ! зд!йснити паралельне перенесення його вправо, де цшьова функц!я прийме максимальне значення, то такою точкою буде (С) з координатами (65576,7; 32390,38).
Таким чином, при чистому власному каштал! на суму 65576,7 тис.грн. ! чистих страхових резервах р!вних 32390,38 тис.грн. фшансова стшюсть ПрАТ «Страхова компашя «АСКО-Донбас Ившчний» максимальна, про що св!дчать розраховаш показники:
65576,7 + 464
К 65576,7 + 464 193 К
Ккр =-= 1,93; Ка =
32390,8 +1842,8
25912,3 ЛО Клр =-— = 0,8
65576,7 + 464 + 32390,38 + 3667,2
= 0,65;
32390,38
Результати розрахунюв наведемо в табл. 2.
Як видно з проведених розрахунюв, при оптим!заци визначених зм!нних (п!двищенн! чистого власного кашталу на 117,24% ! одночасному несуттевому зниженн! чистих страхових резерв!в на 4,6%) показники фшансово! стшкосп страхово! орган!зац!! значно полшшуються: п!двищуеться ф!нансова незалежн!сть страхово! компани на 44,44%; незначне зростання абсолютно! лшвщносп
45
Таблиця 2. Результаты оцшки фшансово! стшкосп ПрАТ «Страхова компашя «АСКО-Донбас Ившчний» у 2011 р. *
Показники Фактичн дат у 2011р. Розрахункове максимально можливе значення у 2011 р. Норма-тивне зна-чення Вщхилення, %
Показник стввщношення кат-талу i страхових pe3epBiB (Ккр) 0,86 1,93 Ккр ?1 124,42
Коеф^ент автономи (Ка) 0,45 0,65 0,5? Ка<1 44,44
Коеф^ент абсолютно! лшвщ-ност pe3epBiB (Клр) 0,76 0,8 Клр?0,8 5,26
Чистий власний каттал, тис. грн. (ЧВК) 30186,2 65576,7 — 117,24
Чист стpаховi резерви, тис. грн. (ЧСР) 33951,2 32390,38 — -4,60
* Розраховано авторами
pe3epBiB (з 0,76 до 0,80) дозволяе досягти нижньо! межi допустимих значень даного показника; виконання рекомендаци щодо пiдвищення piBM чистого власного капiталу в 2,17 рази при скоро-ченнi чистих страхових резервiв на 1560,82 тис. грн. призведе до збiльшення показника сшввщно-шення капiталу i страхових резервiв у 2,24 рази i до перевищення нижньо! межi нормативного значення майже в 2 рази.
Не слщ також забувати, що ми намагалися максимiзувати спiввiдношення власного кашталу i страхових резервiв з урахуванням додаткових обмежень, що в сучасних реалiях функцiонування страхово! компани може i не бути першочерговою метою, а значить змiннi х1 i х2 можуть прийма-ти значення в рамках обласп допустимих значень прямокутника ABCD, з урахуванням досягнен-ня хоча б нижньо! межi оптимального значення Ккр > 1. Наприклад ЧВК може дорiвнювати 32889,9 тис. грн., а ЧСР — 31000 тис.грн., тсдо Ккр = 1,06.
ВИСНОВКИ
Таким чином, розроблена економшо-математична модель максимiзацi! фiнансово! стiйкостi страхових компанiй включае найбiльш суттевi !! складовi, а процес забезпечення ращональних значень даних параметрiв дозволяе управляти фiнансовою стшюстю страхових оргашзацш. За-пропонована методика е ушверсальною i у зв'язку з обов'язковим впровадженням для страхових компанш з 2012 р. Мiжнародних стандартiв фiнансово! звiтностi не зазнае ютотних змiн, тому що у розрахунках задiянi виключно показники Форми 1 «Баланс», структура яко! досить схожа на той формат, який використовуе бшьшють страхових компанш з шоземними швестищями при скла-данш «Зв^ про фiнансовий стан» зпдно Мiжнародних стандартiв фiнансово! звiтностi.
СПИСОК ВИКОРИСТАНО1 Л1ТЕРАТУРИ
1. Про внесення змш до Закону Укра!ни «Про страхування»: Закон Укра!ни вщ 4 жовтня 2001 р. № 2745-Ш // Украша-business. — 2001. — №44. — С. 7-12.
2. Орланюк-Малицкая Л.А. О понятиях и факторах финансовой устойчивости страховых компаний / Л.А. Орланюк-Малицкая // Вестник финансовой академии. — 1998. — №1. — С. 33-38.
3. Шеремет А.Д. Методика финансового анализа: учебное пособие / А.Д. Шеремет. — 3-е изд., перераб. и доп. — М.: ИНФРА-М, 2001 — 536 с.
4. Балабанов И.Т. Основы финансового менеджмента / И.Т. Балабанов. — М.: Финансы и статистика, 2000. — 528 с.
5. Глейзер Р. Страховое дело: к вопросу о рейтинге / Р. Глейзер, Н. Тарасова// Деловой мир. — 1996. — №10. — С. 15-17.
6. Про затвердження Рекомендацш щодо аналiзу дiяльностi страховиюв: Розпорядження Державно! комiсi! з регулювання ринюв фшансових послуг Укра!ни вщ 17.03.05 р. №3755 // Укра!на-business. — 2005. — №13. — С. 13-14.
7. Куликов С.В. Финансовый анализ страховых организаций / С.В. Куликов. — Ростов-на-Дону: Феникс, 2006. — 362 с.
8. Черников А.А. Анализ финансового состояния страховой компании / А.А. Черников // Аваль. — 1999. — №1. — С. 107-112.
46
9. Федорович В.О. Анализ финансового состояния страховых компаний в Сибири и оценка их реальной возможности увеличения уставного капитала / В.О. Федорович // Аваль. — 1998. — №9. — С. 10-12.
10. Шихов А.К. Страхование / А.К. Шихов. — М.: КноРус, 2000. — 320 с.
11. Шаплыко Д. О финансовых ресурсах и платежеспособности страховой компании / Д. Шап-лыко, Р. Юлдашев // Страховое дело. — 2000. — №5. — С. 15-17.
12. Дюжиков Е.Ф. Оценка финансового состояния страховщиков / Е.Ф. Дюжиков, Ю.А. Спле-тухов // Финансы. — 2005. — №11. — С. 35-38.
13. Москаленко О.С. Особенности осуществления оценки финансового состояния страховой компании / О.С. Москаленко, В.Н. Бутырина // Междисциплинарные исследования в науке и образовании: Экономические науки [Текст] / Сборник трудов I Междунар. науч.-практ. симпозиума (7 мая 2012 г.): под ред. И.В. Новиковой. — 2012. — №1 Sp. — [Электронный ресурс]. — Режим доступа URL: www.es.rae.ru/mino/157-569 (дата обращения: 09.04.2012).
14. Офщшний сайт ПрАТ «Страхова компашя «АСКО-Донбас Ившчний». — [Електронний ресурс]. — Режим доступу: http://www.askods.dn.ua/content/188/
Стаття надшшла до редакцп 5 грудня 2012 року
47
