Анализ страховой деятельности

   
                                                  Введение.

          Страхование в России имеет давнюю историю. К началу ХХ века на российском страховом рынке функционировало несколько десятков страховых компаний, в том числе и иностранных, которые предоставляли страховые услуги по всем известным в то время видам страхования. Более 100 лет назад, в 1894 году, т.е. раньше, чем во многих других промышленно развитых странах, было учреждено и российское ведомство страхового надзора.  
         Начиная с 20-х годов нашего столетия и до конца 80-х, в связи с изменением общественно-политического строя, система страхования была монополизирована, а ведомство страхового надзора было упразднено. В этот период страхованием занимались органы государственного страхования, главным направлением деятельности которых было страхование населения, поскольку в условиях существования общественной собственности на средства производства страхование имущества предприятий в государственной страховой организации считалось нецелесообразным. В конце 40-х годов было создано страховое общество Ингосстрах, имевшее сеть дочерних компаний и представительств за рубежом для осуществления страхования в сфере внешнеэкономической деятельности.

         Экономические реформы, происходящие в России, создали реальные предпосылки для организации новой системы страхования. Произошли радикальные изменения в вопросах государственного регулирования страхового дела: в конце 1992 года был принят первый в российской истории закон о страховании, в феврале 1992 года была образована служба по надзору за страховой деятельностью. Решение первоочередных задач по созданию правовых и организационных основ регулирования страховой деятельности привело к созданию новых условий для работы страховых компаний.

          В настоящее время в России зарегистрировано более 2700 страховых компаний, из них около 70 с участием иностранного капитала.

       Представляют определенный интерес основные направления деятельности компаний: добровольное страхование: личное, имущества и ответственности, и обязательное страхование. 

  В курсовой работе представлены теоретическая  и практическая части. В теоретической  части описывается сущность, виды, особенности страхования. В практической производится анализ страховой деятельности, а также выявляются основные направления  развития страхования в России.

 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
                  1. Анализ страховой деятельности.

1. Расчет показателей вариации.

             Составной частью сводной обработки данных статистического наблюдения является построение рядов распределения. Цель его - выявление основных свойств и закономерностей исследуемой статистической совокупности. Ряды распределения, построенные по количественному признаку, называются вариационными.  
            Вариацией признака называется его изменение у единиц совокупности.  
            Рассмотрим данные о страховом рынке, представленные в таблице 1.                                                                                                                                                                                                                                                Таблица №1:

  

      Рассчитаем  показатели вариации по данным о распределении  страховых компаний по организационно-правовой форме такие, как:  размах вариации, среднее линейное отклонение, среднее  квадратическое отклонение, дисперсия, коэффициент вариации. 

      Таблица 2.

  

     Наиболее  простым показателем вариации является размах вариации:     

       R = x_max - x_min  - разность между наибольшим и наименьшим   значением признака. В нашем примере R = 607 - 31 = 576

     Для того, чтобы рассчитать следующие показатели, необходимо найти среднюю. В нашем случае это будет средняя арифметическая простая (взвешенная), равная сумме отдельных значений признака, деленной на число этих значений:

      x  = x₁ + x₂ + x₃…… + x_n / n  = åx/n

      x  = 306,6

Среднее линейное отклонение d = å| x - x | / ån  рассчитывается поэтапно. Сначала рассчитывается средняя арифметическая; затем определяются отклонения каждой варианты от средней: x - x ; рассчитывается сумма абсолютных отклонений: å|x - x|; сумма абсолютных отклонений делится на число значений.

     В нашем примере d = 1038,4/5 = 207,68

      Дисперсия σ² = å(x - x)²/n  также рассчитывается поэтапно: после расчета отклонения вариант от средней они возводятся в квадрат: (x - x)²; затем суммируются квадраты отклонений: å(x - x)²; полученная сумма делится на число вариант: å(x - x)²/n.

      В нашем случае σ² = 43157,04

     Среднее квадратическое отклонение σ =   σ²

     σ = 207,74

       Коэффициент  вариации V = σ/x * 100%

     V = 207,74/306,6 *100% = 67,8%

     Среднее линейное и среднее квадратическое отклонения показывают на сколько в среднем колеблется величина признака у единиц совокупности. В нашем случае средняя величина колеблемости страховых компаний по среднему линейному отклонению 207,68 единиц, а по среднему квадратическому отклонению 207,74.  Как мы видим, величина среднего линейного, среднего квадратического отклонений, а также дисперсии достаточно велики. 
         Наиболее частый показатель относительной колеблемости - коэффициент вариации. Его используют не только для сравнения оценки вариации, но и для характеристики однородной совокупности. Совокупность считается однородной, если коэффициент вариации не превышает 33%. Поэтому мы можем сказать, что по организационно-правовой форме совокупность страховых компаний неоднородна, также колеблемость достаточно высока - 67,8%. 
        Для сравнения рассчитаем показатели вариации по данным о распределении страховых компаний по размеру уставного капитала.

      Таблица 3.

  

      В отличие от предыдущего ряда, где  данные индивидуальны, этот ряд распределения  является дискретным, так как одни и те же значения повторяются несколько  раз. Число одинаковых значений признака в рядах распределения называется частотой или весом и обозначается f.

      Рассчитаем  вышеперечисленные показатели.

        В данном  случае, вместо средней арифметической  простой нужно использовать среднюю арифметическую взвешенную, которая вычисляется по формуле:   x = åxf / åf.

       В нашем примере  x = 256688/569 = 451,12

      Среднее линейное отклонение d = å| x - x |f / åf

      d = 206915,44/569 = 363,65 (тыс.руб.)

       Дисперсия σ² = å(x - x)²f/åf

      σ = 187895,12

        Среднее квадратическое отклонение σ =  σ²

      σ = 433,47

        Коэффициент  вариации V = σ/x * 100%

      V = 433,47/451,12 *100% = 96%

      В этом случае средняя величина колеблемости размера уставного капитала страховых компаний по среднему линейному отклонению 363,65 тыс. руб., а по среднему квадратическому отклонению 433,47 тыс. руб.  Величина среднего линейного, среднего квадратического отклонений и дисперсии также велики. 
          Коэффициент вариации в данном случае равен 96%,  то есть приблизительно в 1,5 раза больше, чем в предыдущем ряду. Коэффициент очень близок к 100%, тем самым, показывая очень высокую колеблемость. Поскольку величина коэффициента велика, можно сказать о том, что достаточно велик разброс значений признаков вокруг средней (как и видно на практике) и совокупность практически не однородна по своему составу.  
 

   
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
                                              ЗАКЛЮЧЕНИЕ 
        Как видно из проделанной работы, использование методов экономического анализа зачастую приводит к выводам, существенно отличающимся от тех, что получены путем простого сопоставления цифр. Это требует самого серьезного отношения к экономическому анализу. Упрощенный подход, недооценка значимости научных методов анализа приводят к искаженному представлению о реальном финансовом положении медицинского учреждения со всеми вытекающими отсюда негативными последствиями.