Механизмы страхования в социально-экономических системах - Бурков В.Н., Заложнев А.Ю., Кулик О.С., Новиков Д.А
..pdfГлава 2. Модели и механизмы страхования
В данной главе рассматриваются теоретико-игровые и оптими- зационные модели механизмов страхования, основывающиеся на методологии теории активных систем [6, 10-21, 45-53] и теории игр [27, 90, 104, 106]; содержательные интерпретации приводятся на примере экологического страхования. В частности, в разделе 2.1
описывается модель экологического страхования и формулируется задача управления, в разделе 2.2 исследуются механизмы опреде- ления страховых тарифов, в разделе 2.3 – модели взаимного стра- хования, в разделе 2.4 – механизмы смешанного страхования, в разделе 2.5 изучается предупредительная и мотивационная роль страхования, в разделе 2.6 обсуждается специфика страхования в многоэлементных системах (то есть специфика взаимодействия страховщика с несколькими страхователями, действия и результаты деятельности которых взаимосвязаны). Активность страховщика и страхователей учитывается следующим образом. Во-первых, как отмечалось выше, «в первом приближении» учет активности про-
изводится при анализе выгодности условий страхового контракта для всех его участников (условия участия). Во-вторых, в разделах 2.2, 2.3 и 2.4 предполагается, что имеет место неполная информи-
рованность страховщика о параметрах страхователей и учитывается возможность манипулирования информацией со стороны послед-
них, то есть решаются задачи синтеза неманипулируемых механиз-
мов планирования. В разделах 2.5 и 2.6 предполагается, что страхо- ватели обладают свободой выбора своих состояний (и целенаправленностью поведения), которые влияют на вероятности наступления страховых случаев и другие параметры модели, то есть, помимо задач перераспределения риска, решаются задачи синтеза согласованных механизмов стимулирования.
51
2.1. Модели страхования и перестрахования
Рассмотрим следующую модель страхования1. Пусть ожидае- мое значение целевой функции страхователя имеет вид (см. описа- ние отношения к риску в разделе 1.5):
(1) Ef = H – c – v – r + p [(1 + x) h – Q],
где H – доход от хозяйственной деятельности страхователя, c – его затраты на эту деятельность, v – затраты на проведение предупре- дительных мероприятий, r – страховой взнос, h – страховое возме- щение, p – вероятность наступления страхового случая, x - коэффи- циент, отражающий отношение страхователя к риску, Q – потери при наступлении страхового случая.
Пусть ожидаемое значение целевой функции страховщика имеет вид: EF = r – p h, а страховой тариф определяется как сумма нетто-ставки (равной в силу принципа эквивалентности – см. выше
– вероятности наступления страхового случая p) и нагрузки к нет- то-ставке, которую мы обозначим x0 (напомним, что нагрузка к нетто-ставке включает рисковую надбавку, коммерческую надбав- ку и предупредительную надбавку – см. главу 1), то есть
(2) r = (p + x0) h.
Условие выгодности страхования для страхователя имеет вид:
(3)r £ p (1 + x) h,
для страховщика:
(4)r ³ p h,
условие «морального риска» (отражающее непобуждение страхова- теля к заинтересованности в наступлении страхового случая):
(5) (1 + x) h £ Q.
Объединяя условия (2)-(4), получим
(6) 0 £ x0 £ p x.
Содержательно, условие (6) означает, что коммерческая эф-
фективность страхования с точки зрения страховщика ограничена отношением страхователя к риску. Чем выше вероятность наступ-
1 Рассматриваемая в настоящем разделе модель страхования является базовой для всей второй главы – в последующих разделах изучаются модификации (усложнения) этой модели, учитывающие те или иные характерные свойства исследуемых классов механизмов страхования.
52
ления страхового случая и чем более страхователь несклонен к риску, тем более выгодно страхование для страховщика.
Пусть имеет место полная компенсация ущерба, то есть (5) вы- полняется как равенство. Тогда справедливо:
(7) r = |
|
p + ξ0 |
Q , |
|
|
1+ ξ |
|||
|
|
|
||
(8) h = |
|
Q |
. |
|
|
|
|
||
|
1 + ξ |
|
Из (7)-(8) следует, что величина страхового взноса растет с увеличением вероятности наступления страхового случая, потерь и нагрузки к нетто-ставке. В то же время, размер страхового возме- щения растет с ростом потерь, убывает с ростом коэффициента ξ и не зависит от вероятности наступления страхового случая и нагруз- ки к нетто-ставке (что обусловлено введенным выше предположе- нием о полной компенсации ущерба).
Подставляя выражения (7) и (8) в целевые функции страхова- теля и страховщика и обозначая g = H – c – v, получим:
(9) Ef = g – |
p + ξ0 |
Q , |
|||
1+ ξ |
|||||
|
|
|
|||
(10) EΦ = |
|
ξ0 |
Q . |
||
|
|
||||
|
1 + ξ |
|
Из (9)-(10) видно, что полезность страхователя убывает с уве- личением потерь, вероятности наступления страхового случая и нагрузки к нетто-ставке, а ожидаемая полезность страховщика не зависит от вероятности наступления страхового случая (что объяс- няется тем, что он несклонен к риску) и возрастает с увеличением потерь и нагрузки к нетто-ставке.
Выгодность страхования для страховщика оценивается вели- чиной EΦ (см. выражение (10)), так как в отсутствии страхового контракта его полезность равна нулю. Выгодность страхования для страхователя может быть оценена разностью Ef между его полез-
ностью в случае заключения страхового контракта и в случае его отсутствия:
(11) Ef = Q |
pξ −ξ0 |
. |
|
||
|
1+ ξ |
53
Сумма (EF + DEf), которую мы обозначим D может рассмат- риваться как «мера» взаимовыгодности страхового контракта:
(12) D = Q |
|
|
pξ |
. |
1 |
|
|||
|
+ ξ |
В предельном случае – при нейтральном к риску страхователе (чему соответствует x = 0) из (4) следует, что страховой взнос равен ожидаемому страховому возмещению, из (6) следует, что x0 = 0 (коммерческое страхование невыгодно1, то есть D = 0 и EF = 0 – см. выражения (10) и (12), а ожидаемая полезность стра- хователя (9) одинакова как при заключении страхового контракта, так и при его незаключении).
Рассмотрев страховой контракт между страховщиком и одним страхователем, перейдем к описанию моделей взаимодействия между одним страховщиком и несколькими страхователями, харак- теризуемыми отношением к риску {xi} и потерями {Qi}, i Î I = {1, 2, ..., n}, где n – число страхователей.
Предположим, что страховщик фиксирует нагрузку x0 к нетто- ставке. Тогда при различных вероятностях наступления страхового случая страховые тарифы p0i для различных страхователей также будут различны: p0i = pi + x0. По аналогии с одноэлементной сис-
темой имеем: |
|
|
|
|
|
|
(13) ri = |
pi + ξ0 |
Q , hi = |
Qi |
, DEfi = Q |
piξi −ξ0 |
, i Î I. |
1 + ξi |
1+ ξi |
|
||||
|
i |
i |
1 + ξi |
Пусть страхователи упорядочены по неприятию риска в сле- дующем смысле:
(14) p1 x1 £ p2 x2 £ ... £ pn xn,
тогда из (10), (13) и (14) следует, что ожидаемая полезность стра-
ховщика равна
n |
Qi |
|
|
(15) EF(x0) = x0 å |
|
, |
|
|
|
||
i =m( ξ0 ) 1 |
+ ξi |
||
где |
|
|
(16) m(x0) = min {i Î I | pi xi ³ x0}.
1 Невыгодность понимается в том смысле, что ни один из участников не получает при заключении страхового контракта строго большей полез- ности, чем при его незаключении.
54
Мерой взаимовыгодности страхового контракта будет
n |
piξiQi |
|
|
(17) D = å |
. |
||
|
|||
i =m( ξ0 ) |
1 + ξi |
Содержательно, при заданной нагрузке x0 к нетто-ставке в страховании будут участвовать те агенты, для которых величина xi pi превышает эту нагрузку, то есть те агенты, у которых вероят- ность наступления страхового случая и/или степень несклонности к риску велика относительно нагрузки.
Задачу
(18) EF(x0) ® max
определения нагрузки к нетто-ставке, которая максимизирует
ожидаемую полезность страховщика при условии добровольного участия в страховании страхователей, назовем задачей определения нагрузки к нетто-ставке.
Предположим, что страховщик фиксирует единый для всех страхователей страховой тариф p0. При известных вероятностях наступления страхового случая (равных в силу принципа эквива- лентности нетто-ставкам) можно вычислить «нагрузки к нетто- ставкам»: x0i = p0 – pi. По аналогии с (13), получаем:
(19) ri = π |
|
|
Qi |
, hi = |
Qi |
, DEfi = Q |
piξi + pi − π0 |
, i Î I. |
0 1 |
|
1+ ξi |
|
|||||
|
+ ξi |
i |
1 + ξi |
Пусть страхователи упорядочены по неприятию риска в сле- дующем смысле:
(20) p1 (1 + x1) £ p2 (1 + x2) £ ... £ pn (1 + xn),
тогда из (19) и (20) следует, что ожидаемая полезность страховщи-
ка равна
n |
Qi |
|
|
|
(21) EF(p0) = å |
|
(p0 |
– pi), |
|
|
+ ξi |
|||
i =m( π 0 ) 1 |
|
|
где
(22)m(p0) = min {i Î I | pi (1 + xi) ³ p0}.
Мерой взаимовыгодности страхового контракта остается вели-
чина D, определяемая выражением (17), в которой нижний индекс суммирования равен m(p0).
55
Содержательно, при заданном едином страховом тарифе π0 в страховании будут участвовать те агенты, для которых величина (ξi + 1) pi превышает этот тариф, то есть те агенты, у которых веро- ятность наступления страхового случая и/или степень несклонно- сти к риску велика относительно тарифа.
Задачу
(23)EΦ(π0) → max
π0 ³0
определения страхового тарифа, который максимизирует ожидае-
мую полезность страховщика при условии добровольного участия в страховании страхователей, назовем задачей определения страхо-
вого тарифа.
Выбор страховщиком принципа страхования – с единым тари- фом или с единой нагрузкой – будем называть стратегией страхо- вания в рассматриваемой модели.
Отметим, что величина , определяемая выражениями (15) или (17), может интерпретироваться как величина «суммарной прибы- ли», которую делят между собой стороны, участвующие в контрак- те. Интересно, что абсолютная величина этой суммарной прибыли не зависит от тарифов и нагрузок, а определяется только парамет- рами страхователя. Поэтому задачи определения страховых тари-
фов и нагрузок могут рассматриваться как задачи распределения прибыли [12, 43] (см. также раздел 2.3.). Нагрузка ξ0 [0; p ξ] или тариф π0 [0; p (1 + ξ)] при этом есть ни что иное, как «доля» этой
прибыли, получаемая страховщиком, то есть |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
= Q |
|
|
pξ |
= Ef(ξ0) + EΦ(ξ0) = |
Q |
pξ −ξ0 |
|
+ |
|
|
ξ0 |
Q , |
|||||
1 |
+ ξ |
1+ ξ |
|
|
|
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
1 + ξ |
|||||||||
= Q |
|
|
pξ |
|
= Ef(π0) + EΦ(π0) = Q |
p + pξ − π0 |
|
+ |
π0 − p Q . |
||||||||
1 |
+ ξ |
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
1+ ξ |
|
|
|
|
1 + ξ |
Как следует из результатов, приведенных в [33] (см. описание области компромисса и интерпретации процесса заключения тру- дового контракта как торга между центром и агентом1), выигрыши страховщика и страхователя существенно зависят от последова-
1 Общие результаты исследования влияния информированности и после- довательности ходов на выигрыши игроков получены в теории иерархиче- ских игр [27].
56
тельности их функционирования в процессе заключения страхового контракта. Поясним последнее утверждение. Рассмотрим два «пре- дельных» случая, соответствующих различной последовательности
выбора стратегий при заключении страхового контракта между страховщиком и одним страхователем, параметры которого досто- верно известны страховщику. В первом случае первый «ход» дела- ет страховщик, назначая ξ0 = p ξ (или π0 = (1 + ξ) p). Тем самым он забирает всю прибыль себе, вынуждая страхователя согласиться с нулевой «прибылью». Во втором случае первый ход делает страхо- ватель, сообщая страховщику, что он готов заключить страховой контракт только при условии, что нагрузка к нетто ставке будет равна нулю (страховой тариф равен вероятности наступления страхового случая). При этом уже страхователь забирает всю при- быль себе, вынуждая страховщика согласиться с нулевой «прибы- лью». Все случаи (в том числе – все промежуточные между рас- смотренными) являются Парето-эффективными по критериям выигрыша страховщика и страхователя, поэтому заключение стра-
хового контракта может рассматриваться как процесс торгов или процесс заключения сделок [12, 43, 104].
Обсудив существенность порядка функционирования, вернем- ся к рассмотрению задач (18) и (23). Алгоритм их решения тривиа- лен: заметим, что страховщику достаточно ограничиться рассмот- рением n возможных значений нагрузки (соответственно – тарифа), равных pi ξi (соответственно - pi (1 + ξi)), i I, следовательно, ему достаточно сравнить n значений своего ожидаемого дохода и вы- брать управляющий параметр, при котором это значение макси- мально (в силу отмеченной выше дискретности задачи такой пара- метр всегда существует). Следующий пример иллюстрирует использование описанного алгоритма решения (таблицы 1, 2 и 3 реализованы в Excel) для пяти страхователей.
Пример 3. Параметры страхователей и ожидаемые значения целевой функции центра при различных нагрузках и тарифах пере- числены в таблице 1. Предполагается, что все страхователи одина- ково относятся к риску и характеризуются одинаковыми вероятно- стями наступления страхового случая1, но различными величинами
1Понятно, что при этом в соответствии с выражениями (18) и (22)
оптимальным для страховщика является участие в страховании всех
57
потерь. |
Максимумы |
ожидаемой |
полезности центра - EΦ*(ξ0) и |
|||||||||
EΦ*(π0) – при решении соответственно задач (18) и (23) совпадают |
||||||||||||
и равны 0.5 (соответствующие ячейки затенены). |
|
|
|
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i |
pi |
ξi |
pi ξi |
|
pi(ξi+1) |
Qi |
EΦ(ξ0) |
EΦ(π0) |
EΦ*(ξ0) |
EΦ*(π0) |
|
|
1 |
0,10 |
0,50 |
0,05 |
|
0,15 |
1,00 |
0,50 |
0,50 |
|
|
|
|
2 |
0,10 |
0,50 |
0,05 |
|
0,15 |
2,00 |
0,47 |
0,47 |
0,50 |
0,50 |
|
|
3 |
0,10 |
0,50 |
0,05 |
|
0,15 |
3,00 |
0,40 |
0,40 |
|
||
|
4 |
0,10 |
0,50 |
0,05 |
|
0,15 |
4,00 |
0,30 |
0,30 |
|
|
|
|
5 |
0,10 |
0,50 |
0,05 |
|
0,15 |
5,00 |
0,17 |
0,17 |
|
|
|
Таблица 1. Пример решения задач (18) и (23)
В таблице 2 рассмотрена ситуация, в которой вероятности на- ступления страхового случая у различных страхователей различны. При этом оказывается, что значение выражения (18) не меньше значения выражения (23), причем при некоторых тарифах ожидае- мая полезность страховщика отрицательна. Из таблицы 2 также видно, что в общем случае оптимальное число страхователей зави- сит от стратегии центра – при одном и том же наборе потенциаль-
ных страхователей при назначении единых страховых тарифов это множество не шире, чем при назначении единой нагрузки к нетто- ставке.
i |
pi |
ξi |
pi ξi |
pi(ξi+1) |
Qi |
EΦ(ξ0) |
EΦ(π0) |
EΦ*(ξ0) |
EΦ*(π0) |
1 |
0,05 |
0,50 |
0,03 |
0,08 |
1,00 |
0,25 |
-0,56 |
|
|
2 |
0,10 |
0,50 |
0,05 |
0,15 |
2,00 |
0,47 |
0,12 |
0,48 |
0,35 |
3 |
0,12 |
0,50 |
0,06 |
0,18 |
3,00 |
0,48 |
0,29 |
||
4 |
0,14 |
0,50 |
0,07 |
0,21 |
4,00 |
0,42 |
0,35 |
|
|
5 |
0,16 |
0,50 |
0,08 |
0,24 |
5,00 |
0,27 |
0,27 |
|
|
Таблица 2. Пример решения задач (18) и (23)
В таблице 3 рассмотрена ситуация, в которой последователь- ности pi ξi и pi (1+ ξi) различаются. При этом также как и в случае,
потенциальных страхователей. Различие эффективностей в строках таблицы 1 объясняется последовательным включением страхователей в число участников страхового взаимодействия.
58
соответствующем таблице 2, оптимальное число страхователей и максимальный ожидаемый выигрыш страховщика зависят от стра- тегии последнего. ∙
i |
pi |
ξi |
pi ξi |
pi(ξi+1) |
Qi |
EΦ(ξ0) |
EΦ(π0) |
EΦ*(ξ0) |
EΦ*(π0) |
1 |
0,05 |
0,70 |
0,04 |
0,09 |
1,00 |
0,28 |
-0,43 |
|
|
2 |
0,10 |
0,80 |
0,08 |
0,18 |
2,00 |
0,60 |
0,26 |
0,67 |
0,50 |
3 |
0,11 |
0,95 |
0,10 |
0,21 |
3,00 |
0,67 |
0,40 |
||
4 |
0,13 |
0,70 |
0,09 |
0,22 |
4,00 |
0,44 |
0,27 |
|
|
5 |
0,20 |
1,00 |
0,20 |
0,40 |
5,00 |
0,50 |
0,50 |
|
|
Таблица 3. Пример решения задач (18) и (23)
Сравним эффективности страхования (понимаемые как мак-
симальные значения целевой функции страховщика) при использо- вании им различных стратегий.
Утверждение 1. Если страхователи одинаково относятся к рис- ку, то эффективность страхования при использовании единого страхового тарифа не выше, чем при использовании единой нагруз- ки к нетто-ставке.
Доказательство утверждения 1. В соответствии с (15), (21) и предположении об одинаковом отношении страхователей к риску, ожидаемые выигрыши страховщика можно записать в виде:
(24)EF(x0) = x / (1 + x) max {pn Qn; pn-1 (Qn-1 + Qn); p1 (Q1 + ... Qn)},
(25)EF(p0) = x / (1 + x) max {pn Qn; pn-1 (Qn-1 + Qn) + pn−1ξ− pn Qn;
p1 (Q1 + ... Qn) + |
p1 − p2 |
Q2 + ...+ |
p1 − pn |
Qn}. |
ξ |
|
|||
|
|
ξ |
Сравнивая с учетом (14) и (20) попарно соответствующие вы- ражения под максимумом в (24) и (25), получаем, что EF(x0) ³ EF(p0). Равенство достигается, в частности, при одном или нескольких одинаковых страхователях. ∙
С содержательной точки зрения результат утверждения 1 объ- ясняется тем, что использование единого для всех страхователей страхового тарифа «сглаживает» их индивидуальные различия и с
учетом принципа эквивалентности нагрузка становится зависящей от конкретного страхователя (то есть от соответствующей вероят-
59
ности наступления страхового случая), в то время как при назначе- нии единой нагрузки индивидуальные характеристики страховате- лей учитываются «автоматически» в силу того же принципа экви- валентности и нейтральности страховщика к риску.
В заключение настоящего раздела обсудим возможность ис-
пользования предложенной модели экологического страхования при описании моделей перестрахования.
Схема перестрахования изображена на рисунке 8: имеется трехуровневая система, которая может рассматриваться как сово- купность двух двухуровневых систем, имеющих один общий эле- мент.
Перестраховщик |
Страховщик |
Перестрахователь |
= |
Страхователь |
|
||
|
Страховщик |
Страхователь |
Страхователь |
Рис. 8. Структура взаимодействия участников перестрахования
В «нижней» подсистеме участник нижнего уровня является страхователем, участник верхнего уровня - страховщиком. В «верхней» подсистеме участник нижнего уровня (который был в «нижней» подсистеме страховщиком) уже является страхователем (перестрахователем), а участник верхнего уровня – страховщиком (перестраховщиком). Понятно, что при более сложном перестрахо- вании (увеличении числа уровней в многоуровневой системе типа
60