CC BY
11
У подальших дослiдженнях за проблемою доцiльно визначити оргаш-зацiйно-економiчний механiзм розвитку мiжрегiональних зв,язкiв шд-приемствами лiсопромислового виробництва.
Лггература
1. Теоретичн1 основи конкурентно! стратеги тдприемства : монограф1я. / за заг. ред. д-ра екон. наук, проф. Ю.Б. 1ванова, д-ра екон. наук, проф. О.М. Тищенка. - Х. : ВД "1НЖЕК", 2006. - 384 с.
2. Кирцнер И. Конкуренция и предпринимательство : пер. с англ. / под. ред. проф. Романова. - М. : Изд-во ЮНИТИ-ДАНА, 2001. - 239 с.
3. Глухов А. Оценка конкурентоспособности товара и способы ее обеспечения // Маркетинг. - 1999.
4. Томпсон-мл. А.А. Стратегический менеджмент: концепции и ситуации для анализа : пер. с англ. / А. А. Томпсон-мл., А.Дж. Стрикленд. - М., 2003. - 254 с.
5. Канщенко Н.Г. Економ1чш передумови формування кластерних систем в Укра1ш / Н.Г. Канщенко // Прометей: репональний зб. наук. праць з економши Донецького економшо-гумаштарний ш-ту МОН Украши та 1н-ту економшо-правових дослщжень НАН Украши. -2008. - Вип. 1 (25). - С. 297-302.
6. Бюлетень анал1зу ринку люопродукцп. - К. : ДП "Украшський шформацшно-коор-динацшний центр анал1зу ринку люопродукцп", 2008. - № 2. - 43 с.
Овчарук В.В., Удовиченко Т.Е. Исследование межрегиональных связей в системе факторов конкурентоспособности региона (на примере лесопромыслового производства Хмельницкой области)
Уточнена роль межрегиональных связей в обеспечении конкурентоспособности региона, исследовано состояние межрегиональных связей на примере отрасли лесопромышленного производства Хмельницкой области. На основе исследования тенденции развития лесопромышленного производства и экспертного опроса определенно перспективные направления развития межрегиональных связей отрасли.
Ключевые слова: конкурентоспособность, лесное хозяйство, факторы, кластеризация.
Ovcharuk V.V., Udovychenko T.Ye. Research of external regional connections is in system of factors of competitiveness of region
In the article the role of external regional connections is specified in providing of competitiveness of region, investigational being of external regional connections in the example of forestry of the Khmelnytsk Region. On the basis of research of progress of forestry production and expert questioning trend certainly perspective directions of development of external regional connections of industry.
Keywords: competitiveness, forestry, factors, clusterisation.
УДК 336:330.131.7 Здобувач О. С. Папка1 - Львiвська КА
ВПЛИВ КОМБ1НОВАНОГО СТРАХУВАННЯ НА П1ДВИЩЕННЯ Ф1НАНСОВО1 НАД1ЙНОСТ1 СТРАХОВИКА
Виконано розрахунок величини вщносного зниження нетто-премп для рiзних за обсягом портфелiв договорiв комбшованого страхування, що дасть змогу сформу-вати збалансований страховий портфель, завдяки чому тдвищиться фшансова на-дшшсть страхово! компанп.
Ключов1 слова: комбшоване страхування, страховий портфель, нетто-премiя, ймовiрнiсть настання страхового випадку.
1 Наук. кер1вник: проф. О.1. Копилюк, д-р екон. наук - Льв1вська КА
Постановка проблеми. Одним i3 найбшьш дiевих чинниюв впливу на фiнансову надiйнiсть функщонування страхово! компани в умовах трансфор-маци економiки е науково обгрунтоване визначення величини страхово! преми, в основi яко! лежить ймовiрнiсть настання страхового випадку. Проблема полягае у знаходженш !! точного значення на основi статистичних даних сто-совно кiлькостi укладених договорiв щодо видiв страхування та числа настання страхових випадкiв, якi формують страховi компани. Це, своею чертою, дасть змогу визначити таку величину страхово! преми, яка дала б змогу сформувати збалансований страховий портфель i пiдвищила б конкурентос-проможнiсть компани на страховому ринку за ^е! ж надiйностi.
У випадку, коли страхувальник страхуеться вщ кiлькох ризикiв в од-нш страховiй компани певний ефект створюе такий прийом, як комбiноване страхування, яке дае змогу дещо знизити величину страхово! преми за ^е! ж надшност через практичну неможливють одночасного виникнення кiлькох страхових випадюв.
Аналiз останнiх дослiджень та публжацш. Якщо в портфелi, який складаеться з n договорiв страхування, сталося m страхових випадкiв за по-переднiй рiк, то, як вщомо з теори ймовiрностей, вiдносну частоту о = m / n можна прийняти за оцiнку ймовiрностi p настання страхового випадку. У ро-ботi G.M. Четиркiна [1] зауважено, що якщо з року в рш емпiричнi значення о = m / n практично рiвнi, тобто !х змiни випадковi та не мютять тренду, то страховики розраховують середне значення величини со. Якщо ж наявна тен-денщя до збiльшення (зменшення) вщносно! частоти с, то !! розрахунок ба-зуеться на побудовi прогнозу на найближчi три роки методами парно! коре-ляци чи екстраполяци тренду [2]. У робот I.A. Корнiлова [3, с. 23] запропо-новано використовувати праву границю довiрчого iнтервалу для числа укладених договорiв страхування. У робот М.В. Сорокiвсько!' [4] за допомогою методiв математично! статистики визначено та обгрунтовано величину ймо-вiрностi настання страхового випадку для рiзних значень вщносно! частоти о та розраховано рiвень недоотримання ризикових премiй, ризикових надбавок та нетто-премш. Крiм цього, I.A. Корнiлов [3, с. 39, 40, 139-142] навiв числовi приклади розрахунку величини ризиково! преми, ризиково! надбавки та нетто-преми в договорах комбшованого страхування. Питання визначення величини нетто-преми у випадку, коли величина збитку розподшена за лог-нормальним законом, розглядалося в [5].
Мета до^дження полягае в розрахунку величини зниження ризиково! преми, ризиково! надбавки та нетто-преми для рiзних за обсягом портфе-лiв договорiв комбшованого страхування.
Виклад основного матерiалу. Нехай страхувальник страхуе свое майно на суму S в однш компани вiд двох ризиюв, причому для першого -страховий випадок настае з ймовiрнiстю p, а для другого - з ймовiрнiстю p2. Якщо б майно страхувалося вiд кожного ризику окремо, то йому довелось би сплатити ризикову премда величиною T0 = (p1 + p2)S. За комбiнованого страхування ймовiрнiсть настання одного з двох страхових випадюв A обчис-люеться за формулою P(A) = p1(1 - p2) + p2(1 - p1) < p1 + p2, а величина ризиково! преми P(A) • S < (p1 + p2)S за тiе! ж надшноси, що дасть змогу страховiй компа-
ни залучити додаткову кiлькiсть i сформувати збалансований портфель дого-BopiB страхування, завдяки чому пiдвищиться надiйнiсть ii функщонування.
Назвемо вiдносним зниженням величини ризиково! преми вираз
1 -
P(A) 2Р .
100% у випадку двох ризикiв i вираз А:
1-
P(A) 3Р
■ 100% - у ви-
падку трьох ризиюв, яю, як бачимо, не залежать вiд обсягу n портфеля дого-ворiв страхування. Якщо за аналогiчних умов страхувальник застрахував свое майно в однш компани вiд трьох ризикiв, то ймовiрнiсть настання страхового випадку
P(A) = Р1(1 - p)fl - Рз) + Р2(1 - Р1)(1 - Рз) + Р3(1 - Р1)(1 - Р2) , (1)
причому найбiльшого значення цей вираз набувае за Р1 = p2 = Р3 = 1/3.
Зокрема, при p = 0,01 вщносне зниження величини ризиково! преми становить лише 1 % у випадку двох ризиюв i 1,99 % - у випадку трьох ризиюв. Розрахунок величини А подано в табл. 1.
Р к = 2 к = 3
P(A) 2 Р 2p - P(A) А P(A) 3p 3p - 3p(1 - p)2 А
0,1 0,18 0,2 0,02 10 % 0,243 0,3 0,057 19 %
0,2 0,32 0,4 0,08 20 % 0,384 0,6 0,216 36 %
0,3 0,42 0,6 0,18 30 % 0,441 0,9 0,459 51 %
0,4 0,48 0,8 0,32 40 % 0,432 1,2 0,768 64 %
0,5 0,50 1,0 0,50 50 % 0,375 1,5 1,125 75 %
0,6 0,48 1,2 0,72 60 % 0,288 1,8 1,512 84 %
0,7 0,42 1,4 0,98 70 % 0,189 2,1 1,911 91 %
0,8 0,32 1,6 1,28 80 % 0,096 2,4 2,304 96 %
0,9 0,18 1,8 1,62 90 % 0,027 2,7 2,673 99 %
На основ! даних табл. 1 можна зробити таю висновки:
• у випадку двох 1 трьох ризишв 1з зростанням имовгрноси р зростае величина А, досягаючи найбшьшого значення в 100 % при р = 1;
• у випадку трьох ризишв зростання величини А ввдбуваеться швидше, тж у випадку двох ризишв;
• у випадку двох 1 трьох ризишв ймов1ртсть Р(А) спочатку зростае до певно! величини, а пот1м спадае.
У випадку двох портфел1в договор1в страхування з однаковим обсягом п (страхування вщ двох ризиюв) для надшност у сумарна величина ризико-
во! надбавки Тр1 = (у/пр1(1 - р1) пр2(1 - р2)) S. Для комбшованого страхування Тр2 = г7^(р1(1 - р2) + р2(1 - р1)) (1 - р1(1 - рг) + р2(1 - р1)). При цьому величини Тр1 { Тр2 досягають найбшьшого значення при р1 = р2 = 0,5.
Якщо страхувальник страхуе свое майно в однш страховш компани вщ трьох ризиюв (причому вщ кожного окремо), то для надшност у величина ри-
зиково! надбавки Тр = гг (^рп(\ - р) р2п(1 - р2) р3п(1 - р3)) • S, а у випадку комбшованого страхування Тр = (у/пР(А)(1 - Р(А)) )• S, де Р(А) обчислюеться
формулою (1), причому т1 { р = р2 = р3 = —. Назвемо вираз А =
т2 1р
Т1 п
досягають найбшьшого значення при
Т Р 1р
Т Р 1р
100% вщносним зниженням ризико-
во! надбавки. Тод1 у випадку двох ризиюв при р = р2 = р для надшносп у
1 -
4— - 2р(1 - р) 72
100%, а у випадку трьох - А
1 -
ф - 3р(1 - р)2
л/3
•100%.
Як бачимо, в обох випадках величина А також не залежить вщ обсягу портфеля договор1в страхування п та надшност у. Зокрема при р = 0,01 А = 30 % у випадку двох ризиюв 1 А = 40,8 % - у випадку трьох ризиюв. Розраху-нок А у випадку р = р2 = р 1 р = р2 = р3 = р наведено в табл. 2.
Табл. 2. Ыдносне зниження величини ризиковоИ преми
р к = 2 к = 3
т 1 т 2 А,% т 1 т 2 А,%
0,1 0,60 0,384 36 0,8538 0,4288 49,78
0,2 0,80 0,466 42 1,0900 0,4864 54,67
0,3 0,92 0,493 46 1,1500 0,4965 56,83
0,4 0,98 0,499 49 1,1380 0,4954 56,48
0,5 1,00 0,500 50 1,0610 0,4841 54,37
0,6 0,98 0,499 49 0,8485 0,4524 53,37
0,7 0,92 0,493 46 0,7530 3,9150 48,01
0,8 0,80 0,466 42 0,5367 0,2995 44,20
0,9 0,60 0,384 36 0,2846 0,1621 43,04
На основ! виконаних розрахунюв можна зробити таю висновки:
• у випадку двох ризишв величина А зростае, досягаючи найбшьшого значення в 50 % при р = р2 = 0,5;
• при р1 = р2 = р > 0,5 спостер1гаеться зменшення величин А, як1 при р { 1 -р е р1вними;
• у випадку трьох ризишв величина А зростае, досягаючи найб1льшого значення в 56,97 % при р1 = р2 = р3 = -3, а пот1м спадае;
• у випадку трьох ризишв величина А за однакових ймов1рностей р е б1льшою за вщповвдну величину у випадку двох ризишв.
Для надшност у та страхового портфеля обсягом п договор1в вщнос-
тН - тН
ним зниженням нетто-преми назвемо вираз А = -
тН
•100%, де: тН - вели-
чина нетто-преми, коли кожен ризик страхуеться окремо, тН2 - величина нетто-преми за комбшованого страхування. Тод1 у випадку двох 1 трьох ризиюв:
(1 - р) (
р + ^ 1 -р пр / 1 - V - 2р(1 - р)|
1 + ^ 1 -р п
р(2 - р) + Ц
^р
1
1 - 3р(1 - р)
1 + ^
(1 - р) ^пр
У цих формулах величина А вже залежить вщ надшност у та обсягу портфеля договор1в страхування п. У табл. 3 наведено розрахунок величини А для одного договору страхування та надшност у = 0,95 (г7 = 1,96).
Табл. 3. Вiдносне зниження величини ришковсн преми
р к = 2 к = 3
Т1 1 н Т 2 1 н А,% Т1 1 н Т 2 1 н А,%
0,1 1,3760 0,933 32,19 1,973 1,084 45,06
0,2 1,9680 1,234 37,30 2,703 1,337 50,54
0,3 2,4032 1,387 42,29 3,154 1,413 55,20
0,4 2,7208 1,459 46,38 3,431 1,403 59,11
0,5 2,9600 1,480 50,00 3,580 1,324 63,02
0,6 3,1200 1,459 53,24 3,621 1,176 67,52
0,7 3,1960 1,387 56,60 3,576 0,956 73,27
0,8 3,1680 1,234 61,05 3,452 0,673 80,50
0,9 2,4780 0,933 62,35 3,258 0,345 89,41
На основ! отриманих розрахунюв можна зробити таю висновки:
• у випадку двох 1 трьох ризишв величина А зростае з тдвищенням ймов1р-ност р;
• у випадку трьох ризиюв величина А е бшьшою за вщповвдну величину у випадку двох ризишв за однакових значень ймов1рност1 р;
• у випадку двох 1 трьох ризишв величини нетто-премш Тн I Тн зростають, досягаючи найбшьшого значення за ймов1рностей р 1 р]-, як ввдр1зняються м1ж собою.
У табл. 4 для портфеля договор1в обсягом вщ 100 до 10000 у випадку двох ризиюв { надшност у = 0,95 виконано розрахунок величини А.
Табл. 4. Розрахунок величини А
п р
0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9
100 19,62 26,11 33,72 41,74 50,00 58,48 67,29 76,58 86,69
1000 14,07 22,39 31,40 40,64 50,00 59,47 69,07 78,85 88,91
2000 13,02 21,75 31,01 40,46 50,00 59,62 69,33 79,18 89,22
3000 12,52 21,45 30,84 40,38 50,00 59,69 69,45 79,33 89,36
4000 12,21 21,27 30,73 40,33 50,00 59,73 69,53 79,42 89,45
5000 11,99 21,14 30,66 40,30 50,00 59,76 69,57 79,48 89,51
6000 11,83 21,04 30,60 40,27 50,00 59,78 69,61 79,52 89,55
7000 11,71 20,97 30,56 40,25 50,00 59,79 69,64 79,56 89,58
8000 11,60 20,91 30,52 40,24 50,00 59,81 69,66 79,58 89,61
9000 11,52 20,86 30,49 40,22 50,00 59,82 69,68 79,61 89,63
10000 11,44 20,82 30,47 40,21 50,00 59,83 69,70 79,63 89,65
До наведених вище висновюв треба додати таю:
• 1з зростанням обсягу договор1в страхування п величина А спадае при р < 0,5 1 зростае при р > 0,5;
• при р = 0,5 величина А = 50 %;
• чим бшьше зниження р, тим пов1льтше ввдбуваеться спадання (р < 0,5) та зростання (р > 0,5).
Висновки. Як зазначено в роботах [6, с. 521, 7, с. 192], одним i3 д1евих чинникiв впливу на шдвищення фшансово! надiйностi е здшснення ефектив-но! тарифно! полiтики та формування збалансованого страхового портфеля, причому щ чинники не дiють окремо, а доповнюють один одного. З отрима-них розрахункiв випливае, що бiльший ефект вiд застосування комбшованого страхування за малих ймовiрностей (p < 0,5) досягаеться для малих за обся-гом портфелiв договорiв страхування, а при великих ймовiрностях (p > 0,5) -для великих. Правильно визначена та науково обгрунтована величина нетто-преми дасть змогу сформувати збалансований портфель договорiв страхування, що, без сумшву, вплине на тдвищення фшансово! надiйностi функщону-вання страхово! компани.
Л1тература
1. Четыркин Е.М. Методы финансовых и коммерческих расчетов / Е.М. Четыркин. -М. : Изд-во "Дело" ЛТД, 1995. - 320 с.
2. Основи актуальних розрахунюв : навч.-метод. поаб. / за ред. чл. Укр. Товариства ак-туарпв 1.О. Ковтуна. - К. : Алерта, 2004. - 328 с.
3. Корнилов И. А. Основы страховой математики : учебн. пособ. / И. А. Корнилов. - М. : Изд-во ЮНИТИ - ДАНА, 2004. - 400 с.
4. Сороктська М.В. Роль ймов1рносп настання страхового випадку у визначенш вели-чини нетто-преми / М.В. Сороювська // Науковий вюник НЛТУ Укра!ни : зб. наук.-техн. праць. - Льв1в : РВВ НЛТУ Укра!ни. - 2010. - Вип. 20.11. - С. 223-228.
5. Сороктська М.В. Визначення величини ризиково! премп / М.В. Сорокiвська, О.С. Папка // Вюник Льв1всько! державно! фшансово! академп. - Льв1в : Вид-во ЛДФА, 2010. - № 18. - С. 260-265.
6. Страхування : пщручник / кер. авт. кол. i наук. ред. С.С. Осадець. - Вид. 2-ге, [пере-роб. та доп.]. - К. : Вид-во КНЕУ, 2002. - 599 с.
7. Гаманкова О.О. Фiнанси страхових органiзацiй : навч. поабн. / О.О. Гаманкова. - К. : Вид-во КНЕУ, 2007. - 328 с.
Папка О. С. Влияние комбинированного страхования на повышение финансовой надежности страховщика
Проведен расчет величины относительного снижения нетто-премии для разных за объемом портфелей договоров комбинированного страхования, что даст возможность сформировать сбалансированный страховой портфель, благодаря чему повысится финансовая надежность страховой компании.
Ключевые слова: комбинированное страхование, страховой портфель, нетто-премия, вероятность наступления страхового случая.
Papka O.S. Influence of the combined insurance on increase of financial reliability of the insurer
Calculation of size of net premium relative decrease for different volume portfolios of the combined insurance contracts that will give an opportunity to form the balanced insurance portfolio, thanks to what financial reliability of the insurance company will raise is carried out.
Keywords: combined insurance, insurance portfolio, net premium, probability of insured event approach.
УДК 338:658 Асист Т. О. Петрушка - НУ "RbsiscbKa полтехмка "
ОЦ1НЮВАННЯ ЕФЕКТИВНОСТ1 РЕСУРСНОГО ЗАБЕЗПЕЧЕННЯ ВИРОБНИЧО-ГОСШОДАРСЬКО1 Д1ЯЛЬНОСТ1 ПРОМИСЛОВИХ ШДПРИСМСТВ
Проаналiзовано мехашзм формування ефекту та ефективносп виробничо-гос-подарсько! дiяльностi тдприемства. Обгрунтовано показник ощнювання ефектив-
