نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 گروه اقتصاد، ترویج و آموزش کشاورزی، واحد علوم و تحقیقات، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران
2 بیمسنجی دانشکده ریاضی، دانشگاه شهید بهشتی، تهران، ایران
چکیده
تازه های تحقیق
بکارگیری این نوع بیمه خرد علاوه بر مرتفع کردن کژمنشی و کژگزینی باعث همگنتر شدن سهم بیمهگر اتکایی (صندوق بیمه محصولات کشاورزی) از خسارتها می‌شود.
کلیدواژه‌ها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The main goal of this article was to design and implement a light livestock (sheep or goat) micro-insurance model in rural areas in the form of a cooperative insurance. In the first phase, to identify the pillars of cooperative micro-insurance (i.e., insurers, policyholders, actuary, and reinsurance), the grounded theory framework has been conducted by several in-depth interviews. In the second step, based on the pricing index method, we employed weather indices. To derive an appropriate model, we used Mashhad city’s data from period 1950 to 2018. Among all available weather indices, only “Lowest temperature”, “Highest temperature” and “Average temperature in winter, spring and summer” indices have significant impact on loss ratio. The well fitted time series model for these indices are ARIMA(0,1,1), ARIMA(0,1,1), ARIMA(0,1,1), ARIMA(0,1,1) and ARIMA(0,1,1), respectively. Moreover, the best fitted distribution for loss ratio and present value of claims are LogNormal and mixture LonNormal, respectively. Using these findings, price of the light livestock insurance coverage has been estimated. In the third phase, in the form of two types of reinsurance, stop-loss and proportional reinsurances with upper limit, the share of the main insurer (cooperative insurance fund) and the reinsurer (agricultural products insurance fund); premium and damages have been determined exactly. The results of this study showed that the use of this type of micro-insurance, in addition to eliminating moral hazards and adverse selection, will make the share of the reinsurer (Agricultural Products Insurance Fund) more homogeneous than the damages.
کلیدواژه‌ها [English]
مقدمه
یکی از ویژگی‌‌‌های روستاها در کشورهای جهان سوم همراه بودن فضای محیطی و بستر فعالیت آنها با ریسک‌هایی نظیر خطرات محیطی، فقدان سرمایه بسنده، مواجه حقوقی ضعیف، شیوه‌های سنتی، کارایی غیرقابل‌قبول و اثربخشی پائین فعالیت‌‌‌های تولید محصولات مختلف کشاورزی است. تعداد و شدت این ریسکها در این کشورها به‌صورت معنیداری بالا هستند. بیمه، راه‌‌‌حلی علمی و عملی برای انتقال ریسکها و آسودگی خیال بیمهگذاران است. به‌رغم نیاز شدید افراد این جوامع به حمایت‌‌‌های بیمهای، ضریب نفوذ بیمه در این جوامع بسیار پایین بوده و تنها بخش کوچکی از آنها به این حمایت‌‌‌ها دسترسی دارند. طبق آمار بانک جهانی، کمتر از ۲۵/۰ درصد از ساکنان کره زمین که درآمدی کمتر از دو دلار در روز دارند؛ تحت حمایت‌‌‌های بیمهای قرار دارند (Matul., 2006). بر اساس گزارش شیرکانی (139۸) در ایران بالغ‌بر شش میلیون خانوار روستایی و عشایری تحت پوشش بیمه اجتماعی روستاییان، عشایر و کشاورزان قرارگرفته‌اند.
دلیل اصلی پایین بودن ضریب نفوذ بیمه در جوامع فقیر، درآمد پایین روستاییان به همراه تورم است؛ بهگونهای که آنها به‌سختی میتوانند نیازهای اولیه زندگی خود را برآورده و به فکر تأمین آتیه خود با خرید بیمه باشند (Morsink et al., 2011). امروزه بیمههای خرد بهعنوان یک‌راه حل کلیدی برای رفع این مشکل و بهبود شرایط زندگی این جوامع مطرح‌شده است. بیمه خرد، معادل «بیمه برای افراد کم‌درآمد» است. ماتول (2006) برخی از تفاوت‌‌‌های عمده این نوع بیمه را با بیمههای تجاری مرسوم به شرح زیر برشمرده است: (۱) محصولات بیمه خرد نیازهای خاص اقشار کم‌درآمد را برآورده میکند؛ (۲) مفاد و شرایط بیمه‌‌‌نامه به زبان ساده و قابل‌فهم بیان‌شده است؛ (۳) قرارداد‌‌‌ها و بیمه‌‌‌نامه‌‌‌ها کوتاه‌مدت، بسیار ساده و قابل‌فهم هستند؛ (۴) سرمایه بیمهشده پایین است؛ (۵) خدمات بیمهای در محل زندگی مشتریان و معمولاً توسط موسسه‌‌‌های مالی کوچک و یا افرادی از جوامع محلی (نظیر رهبران محلی) ارائه می‌شود؛ (۶) حقبیمهها ناچیز، معمولاً به‌صورت اقساطی و با اقساط متغیر پرداخت می‌شوند؛ (۷) نحوه مطالبه خسارتها آسان و بررسی آنها سریع است. چرچیل (2002) و متال (2006) و جانزن و کارتر (۲۰۱۹) بیمه خرد را محصولی می‌‌‌دانند که اقشار کم‌درآمد و آسیب‌پذیر جامعه را در مقابل خطرهای خاص درازای پرداخت حق بیمهای معین، موردحمایت قرار میدهد. توحیدی نیا (۱۳۹۰) با تلفیق سازوکار تعاونی و سازوکار ارائه محصولات بیمهای خرد، راهکاری ارائه نمود که عملیاتی کردن آن نقش بسزایی در فراهم کردن پوشش بیمهای برای افراد کم‌درآمد جامعه (که در حالت عادی قادر به خرید محصولات بیمهای نیستند) دارد. همچنین، این راهکار در افزایش سطح رفاه محرومان جامعه نقش چشمگیری دارد. او ویژگی‌ها و کارکردهای مثبت شرکتهای بیمه تعاونی خرد را به شرح زیر بیان میکند: ۱) حمایت از اقشار محروم و کم‌درآمد و حرکت به سمت تحقق عدالت اجتماعی؛ ۲) ارائه خدمات مناسب و سریع به اعضا؛ ۳) اشتغال‌زایی.
امیرخان و همکاران (۱۳۹4) اجزای زنجیره تأمین محصولات بیمههای خرد را شامل موارد زیر می‌داند: قانون‌گذاران بیمهای، انتقال‌دهندگان ریسک، کارفرمایان، کانالهای توزیع، مؤسسات ارائه‌دهنده پلتفرم‌های دیجیتال بر مفهوم بیمهگری باز و همکاری همه‌جانبه شرکتهای بیمهگر در جهت شناساندن و صدور محصولات خود از طریق کانالهای نوین تأکید می‌‌‌نماید.
مبانی نظری
معرفی بیمه خرد
در حال حاضر آسیا بزرگ‌ترین بازار بیمههای خرد جهان است؛ بهگونهای که حدود 80 درصد بیمههای خرد جهان در این قاره صادر می‌شود. با توجه به جمعیت در حال رشد، دامنه وسیعی برای رشد بیمههای خرد در این قاره قابل‌تصور است. همچنین، در حال حاضر بازارهای جدیدی در حال شکل‌گیری هستند که قابلیت عرضه محصولات جدید و استراتژی‌‌‌های عملیاتی نوینی را دارا می‌‌‌باشند. پس از کسب جایزه صلح نوبل توسط محمد یونس، اقتصاددان بنگلادشی و مؤسس گرامین بانک به خاطر توسعه روشهای تأمین مالی خرد، این تفکر به‌تدریج در مناطق مختلفی از جهان توسعه و گسترش یافت که میتوان بین دو مقوله خدمت‌رسانی به اقشار کم‌درآمد و سودآوری، پلی پایدار به‌منظور نیل به رفاه نسبی و توسعه جوامع ایجاد نمود. توسعه بیمههای خرد تکامل طبیعی بخش خدمات مالی خرد است. بیمه خرد مفهومی نسبتاً جدید است و مقصود از آن سازوکاری است که بر اساس آن اشخاص آسیب‌پذیر (دهک‌‌های پایین درآمدی) میتوانند ریسکهای مختلفی را که در زندگی با آن مواجه‌‌‌اند مدیریت و جبران نمایند. بیمههای خرد ازجمله تحولات جدید در محیط جهانی بیمه و با رویکردی عدالت محور می‌باشد. امروزه بسیاری از سازمان‌های اجتماعی به‌منظور تأمین نیازهای سلامت و بهداشت جامعه و تهیه پوشش‌هایی برای افراد و گروههای کم‌درآمد از تدابیر بیمههای خرد استفاده کرده‌اند (جانفشان، 138۶).
بیمه خرد در ایران
در ایران اقداماتی در جهت گسترش بیمههای خرد انجام‌شده است. به‌عنوان‌مثال، در ماده 91 قانون برنامه چهارم توسعه به بحث بیمههای خرد در قالب بیمههای اجتماعی توجه شده است. همچنین، در ماده 96 قانون برنامه چهارم جهت استقرار نظام جامع تأمین اجتماعی، دولت به افزایش پوشش بیمههای اجتماعی در روستاها و عشایر مکلف شده است. بااین‌وجود، هنوز اقدامی مؤثر و عملیاتی برای گسترش بیمههای خرد در کشور انجام نگرفته است (باغستانی میبدی، 1391).
معرفی صندوق بیمه محصولات کشاورزی ایران
در ایران بیمه محصولات کشاورزی، توسط بیمه‌‌‌گران تجاری و یا صندوق بیمه محصولات کشاورزی، عرضه می‌شود. بیمه‌‌‌گران تجاری که همان شرکتهای بیمه خصوصی هستند، در عرضه این نوع بیمه به دنبال پوشش ریسکهای هستند که سودآوری آنها با حق بیمه دریافتی، تضمین‌شده باشد؛ بنابراین آنها معمولاً محصولات کشاورزان بزرگ‌مقیاس (عمده مالک) که توانایی پرداخت حق بیمه رادارند، پوشش می‌‌‌دهند؛ اما صندوق بیمه محصولات کشاورزی، نوعی بیمه نیمه حمایتی با حق بیمه نسبتاً پایین ارائه میکند. برخی از معایب صندوق بیمه محصولات کشاورزی عبارت‌اند از: (1) به دلیل ضریب خسارت بالای این صندوق، ضرر قابل‌توجهی متوجه دولت میکند؛ (2) علی‌‌‌رغم پایین بودن حق بیمههای محصولات این صندوق، استطاعت مالی افراد فقیر هنوز در حدی نیست که از عهده خرید آنها برآیند؛ (3) بیمهگذار (کشاورزان) هیچ‌‌‌گونه تعلق خاص به صندوق در خود احساس نمی‌‌‌کنند؛ بنابراین، نرخ وقوع کژمنشی در آن بسیار بالا است. کژمنشی در بازار بیمه به رفتار پنهان بیمهشده در عدم مراقبت کافی در مقابل خطر و یا مصرف بیشتر از خدمات جبرانی فراهم‌شده توسط بیمهگر (نسبت به زمان قبل از داشتن بیمه) اطلاق می‌شود. این وضعیت نیز به دلیل عدم امکان نظارت کامل بیمهگر بر رفتار احتیاطی و مصرفی بیمهشده اتفاق می‌افتد. تفاوت کژمنشی و کژگزینی در این است که در کژگزینی، عدم تقارن اطلاعات در زمان بستن قرارداد وجود دارد؛ ولی در کژمنشی، عدم تقارن اطلاعات پس از بستن قرارداد وجود دارد. (Einav and Finkelstein, 2018). برای نمونه مشاهده‌شده است که برخی از بیمهگذاران گاهی اوقات ترجیح می‌‌‌دهند محصول آنها خراب‌شده و از صندوق (که درواقع همان دولت است) خسارت دریافت کنند؛ (4) این صندوق به‌صورت ملی عمل میکند و خصوصیات جوامع محلی و محروم در آن، لحاظ نشده است (جلالی لواسانی، ۱۳۹۱)
معرفی تعاونی‌‌‌ها در ایران
تعاونی‌‌‌ها تشکل‌‌‌هایی هستند که افراد را باهدف رفع نیازهای اقتصادی، اجتماعی و فرهنگی مشترک به هم پیوند می‌‌‌دهند. برخلاف سایر شرکتهای سهامی (نظیر عام و خاص و نسبی) هدف اصلی تعاونی‌‌‌ها سود و بهره‌‌‌دهی بیشتر نیست؛ بلکه آنها به دنبال بهبود وضع اقتصادی، رفاه و تأمین نیازمندی‌‌‌های شرکا خود هستند. تأسیس تعاونی‌‌‌ها در شرایط نامساعد اقتصادی کشور و یا شرکا توجیه بیشتری پیدا میکنند. بر اساس ماده 193 قانون تجارت، یک شرکت تعاونی مطابق مقررات اساسنامه خود در قالب یک شرکت سهامی تشکیل می‌شود. بر اساس قانون، شرکتهای تعاونی در سه حوزه تولید، خدمات و مصرف فعالیت میکنند.
بیمه تعاونی
یک بیمه تعاونی درواقع یک شرکت تعاونی است که هدف آن ارائه خدمات بیمهای به شرکا خود است. برخلاف بیمههای تجاری، سود و زیان شرکتهای بیمه تعاونی، بین شرکا در قالب یک صندوق توزیع می‌شود. چون در بیمههای تعاونی، سهامداران همان بیمهگذار هستند، بنابراین، تضاد منافع بین بیمهگذاران و سهامداران اتفاق نمی‌‌‌افتد؛ درنتیجه میزان وقوع کژگزینی و کژمنشی به‌صورت معنیداری کاهش می‌یابند (Maysami & Kwon., 1999). حتی در مواردی که عدم تقارن اطلاعات در زمان انعقاد قرارداد وجود ندارد، طرفین قرارداد اغلب انتظار دارند که عدم تقارن اطلاعات درزمانی پس از انعقاد آن به وجود آید. یکی دیگر از مزایای شرکتهای بیمه تعاونی، توانایی عضوگیری بالای این شرکت‌‌‌ها است (Maysami & Kwon., 1999، علی‌‌‌آبادی، 1368 و پیکارجو، 1380).
پیشینه تحقیق
بینر و الینگ (۲۰۱۲) تحقیقی تحت عنوان مطالعه امکان‌سنجی توسعه بیمه خرد انجام دادند. در این مطالعه مشکلات توسعه بیمه خرد مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفت و راه‌حل‌‌‌های بالقوه پیشنهاد گردید. در این مطالعه، بر مبنای بررسی 131 مقاله، مهم‌ترین مشکلات به شرح زیر شناسایی‌شده‌اند: کمبود منابع برای ارزیابی ریسک، اندک بودن گروههای بیمه، عدم تقارن اطلاعاتی و اندازه حق بیمه. بروور و اکتر (۲۰۱۰) تحقیقی باهدف اصلی عوامل مؤثر بر تقاضای بیمه دریکی از مستعدترین کشورهای درحال‌توسعه در رابطه با خطرات فاجعه‌آمیز به‌ویژه سیل انجام دادند. بیشتر خانوارهای مصاحبه شده علاقه‌مند به بیمه خرد تعاونی سیل برای محافظت خود و خانواده‌هایشان در برابر تأثیرات منفی سیل و پیامدهای فاجعه‌بار اقتصادی- اجتماعی هستند.
ادنو (۲۰۱۸) در مطالعه‌ای نشان داد که مهم‌ترین مانع رشد بیمه خرد، تحقیقات ناکافی است که منجر به تولید محصولاتی می‌شود که نیازهای مشتری را در نظر نگرفته است؛ قیمت‌های غیر‌رقابتی و کانالهای توزیع ناکافی که دسترسی و سطح پایین تبلیغات را محدود میکنند نیز از موانع توسعه بیمه خرد ذکرشده است.
بررسی‌های کل و همکاران (۲۰۱۲) نشان میدهد چندین عامل غیر قیمتی، ازجمله سواد مالی، اعتماد و نقدینگی بر تقاضای محصولات بیمه خرد شاخص تأثیر می‌گذارد و شواهدی وجود دارد که دسترسی به بیمه خرد شاخص باعث افزایش استفاده از نهادههای کشاورزی مانند کود میگردد.
روش‌شناسی تحقیق
پژوهش حاضر ازنظر هدف، توسعه‌ای و ازلحاظ روش، از نوع پژوهش آمیخته کیفی و کمی و ازنظر ماهیت، از نوع تحقیقات اکتشافی است. این پژوهش در دو فاز (۱) کیفی با استفاده از نظریه داده بنیان و (۲) کمی و با استفاده از مطالعه سری‌های زمانی و با دو رویکرد بیمه اتکایی زیانبس و نسبتی با حد بالای غرامت انجام گردید که در ادامه به توضیحات تفصیلی پرداخته می‌شود.
روش‌شناسی فاز کیفی
در بخش کیفی، برای بررسی عمیق موضوع از نظریه داده بنیان استفاده شد و سعی شد تا در این راستا مدلی مناسب طراحی شود. روش نظریه داده بنیان یک شیوه پژوهش کیفی است که با استفاده از یک دسته دادهها، به خلق نظریهای زمینه‌ای کمک میکند (بازرگان، 1397). در این مطالعه بعد از تعریف پرسش کلی تحقیق، دادهها با استفاده از فن مصاحبه گردآوری شدند. مصاحبه‌شوندگان با بیمه خرد و سیستم تعاونی آشنایی داشتند. روش نمونهگیری در این مطالعه از نوع نمونهگیریهای هدفمند و گلوله برفی (ارجاع زنجیره‌ای) بود. در این مطالعه، درنهایت هشت نفر مورد مصاحبه قرار گرفتند که پس از دستیابی به اشباع نظری مصاحبه‌ها خاتمه یافت. مدت‌زمان انجام مصاحبه‌ها از 30 تا 45 دقیقه متغیر بود. در این روش، دادهها در سه مرحله کدگذاری می‌شوند تا کدها، مفاهیم و مقولهها پدید آیند که شامل کدگذاری باز، محوری و انتخابی است.
روش‌شناسی فاز کمی
روشهای متعددی برای محاسبه حق بیمه وجود دارد. در این تحقیق روش مبتنی بر نرخ استفاده‌شده است. حق بیمه بر اساس ضرب نرخ وقوع خسارتها در متوسط شدت هر خسارت به دست می‌‌‌آید؛ بنابراین، در محاسبه حق‌‌‌بیمه ضروری است که این دو کمیت محاسبه شود (پاینده، 1399).
قبل از استفاده از روشهای بیمسنجی باید توزیع احتمالاتی دادهها تعیین گردد. اولین گام برازش یک توزیع به یک دسته داده و ترسیم نمودار بافت‌نگار آن دادهها است. بعد از نماینده کردن یک توزیع برای دادهها باید اقدام به برآورد پارامترهای آن توزیع و بررسی نیکویی برازش توزیع پیشنهادی به دادهها گردد. کالن و فری (۱۹۹۹) یک روش گرافیکی ارائه نمودند که بر اساس دو معیار چولگی و برجستگی چند توزیع برای دادهها پیشنهاد میگردد. در این روش هرقدر محل دادههای مشاهده‌شده به خطوط مربوط به توزیعهای کاندید شده، نزدیک‌‌‌تر باشد، توزیع پیشنهاد‌شده مناسب‌‌‌تر است. در این نمودار توزیعهای گاما، لگ‌نرمال و وایبول به‌صورت خودکار در نظر گرفته می‌شوند (پاینده، 1399).
بسیاری از پدیده‌‌‌های تصادفی در طول زمان رفتاری متفاوت از خود ارائه میکنند. برای مطالعه این پدیده‌‌‌های تصادفی، ابتدا باید رفتار زمانی آنها را مدل نمود تا بتوان رفتار این پدیده را در آینده پیشبینی کرد. یکی از ساده‌‌‌ترین روشهای مدل بندی این پدیده‌‌‌ها استفاده از ابزار سری‌های زمانی است. از میان روشهای مورداستفاده در سری‌های زمانی، مدل‌‌‌های ARMIA پرکاربردترین مدل‌‌‌ها است. برای برازش یک مدل ARIMA به دادههای زمانی به ترتیب زیر عمل می‌شود:
بیمهی اتکایی و رویکردهای مورداستفاده در این تحقیق
بیمه اتکایی نوعی قرارداد بیمهای است که میان دو بیمهگر منعقد می‌شود. در یک قرارداد اتکایی ریسک تصادفی بین بیمهگر اصلی (که در ادبیات بیمسنجی از آن با عنوان بیمهگر واگذارکننده یاد می‌شود) و بیمهگر اتکایی مطابق قرارداد اتکایی تقسیم می‌شود. در ادبیات بیمسنجی قراردادهای اتکایی بسیار متنوعی وجود دارد. در این تحقیق دو رویکرد بیمهی اتکایی زیانبس حد بالایی غرامت و نسبتی با حد بالایی غرامت برای پوشش اتکایی محصول عرضه‌شده، معرفی می‌شود.
رویکرد اول: بیمه اتکایی زیانبس با حد بالای غرامت
در بیمه اتکایی زیانبس معمولی، بیمهگر واگذارکننده تا سطح نگهداشت تمامی خسارت را پرداخت میکند ولی بعد از عبور مقدار خسارت از سطح نگهداشت، اضافه خسارت توسط بیمهگر اتکایی پرداخت می‌شود. حال‌آنکه در بیمه‌‌‌اتکایی زیانبس با حد بالای غرامت، تعهدات بیمهگر اتکایی تا حد بالای ادامه پیدا میکند؛ سهم بیمهگر اتکایی از ریسک تصادفی تحت این قرارداد اتکایی برابر خواهد بود (پاینده، 1399).
رویکرد دوم: بیمه اتکایی نسبتی با حد بالای غرامت
در بیمه اتکایی نسبتی معمولی، بیمهگر واگذارکننده همواره درصد از خسارتها را پرداخت میکند. حال‌آنکه در بیمه‌‌‌اتکایی نسبتی با حد بالای غرامت، تعهدات بیمهگر اتکایی تا حد بالای ادامه پیدا میکند؛ بنابراین ، سهم بیمهگر اتکایی از ریسک تصادفی تحت این قرارداد اتکایی برابر خواهد بود (پاینده، 1399).
قیمتگذاری محصول بیمهای ازآنجاکه در این تحقیق حق بیمه بر اساس ضرب نرخ وقوع خسارتها در متوسط شدت هر خسارت محاسبه می‌شود؛ بنابراین در گام اول نرخ وقوع خسارت‌‌‌های دامهای سبک مدل بندی می‌شود. بدین منظور اطلاعات دادههای دام سبک برخی از شهرستان‌‌‌های استان‌های خراسان (خراسان شمالی، خراسان جنوبی و خراسان رضوی)، در بازه زمانی 2014 الی 2018 (به شمسی ۱۳۹۳ الی ۱۳۹۷) از صندوق بیمه محصولات کشاورزی اخذ گردید.
بحث و تحلیل
نتایج حاصل از تحلیل دادههای حاصل از نظرسنجی خبرگان با استفاده ازنظریة داده بنیان
گام اول: کدگذاری باز: این گام درواقع فرآیند تحلیلی است که از طریق آن مفاهیم شناسایی می‌شوند.
جدول ۱-مقوله‌های اصلی و فرعی و مفاهیم زیرمجموعه
|
طبقات اصلی |
مقولات (طبقات فرعی) |
کدهای اولیه مستخرج از متن مصاحبه‌ها |
|
سطح خرد |
بیمهگر |
می‌‌‌تواند تسهیلگر طرح روستا تعاون باشد؟ |
|
می‌‌‌تواند سرگروه انتخاب‌شده در گروههای بیمهای روستا تعاون باشد؟ |
||
|
می‌‌‌تواند یکی از اعضای گروه روستا تعاون باشد؟ |
||
|
بیمهگذاران |
میتوانند اعضای گروههای روستا تعاون باشند؟ |
|
|
میتوانند سرگروه‌‌‌های گروههای روستا تعاون باشند؟ |
||
|
کانال توزیع |
می‌‌‌تواند از طریق فروشندگان نهادههای کشاورزی صورت گیرد؟ |
|
|
می‌‌‌تواند از طریق خود اعضای گروههای روستا تعاون باشد؟ |
||
|
می‌‌‌تواند یک نماینده رسمی بیمهای باشد؟ |
||
|
می‌‌‌تواند غیررسمی و درب به درب انجام گیرد؟ |
||
|
سطح میانی |
بیم‌‌‌سنج (اکچوئر) |
باید به اصول بیمه تعاونی آشنایی داشته باشد؟ |
|
باید در رابطه با اصول بیمه خرد آگاهی داشته باشد؟ |
||
|
سطح کلان |
بیمهگر اتکایی |
می‌‌‌تواند وزارت تعاون و طرح روستا تعاون بهعنوان منبع تأمین اعتبار باشد؟ |
|
می‌‌‌تواند بیمه مرکزی باشد؟ |
||
|
می‌‌‌تواند صندوق بیمه محصولات کشاورزی باشد؟ |
||
در این بخش پس از مصاحبه عمیق با 8 نفر از کارشناسان در رابطه با توسعه بیمه خرد به‌صورت نوشتاری و ضبط‌شده درنهایت با استفاده از چندین بار مراجعه از طریق راهبرد جمله به جمله به متن مصاحبه‌ها تلاش شد که بتوان کدها و برچسبهای مناسبی استخراج نمود که درنهایت 14 کد یا برچسب بهعنوان الزامات توسعه بیمه خرد شناسایی شد.
گام دوم: کدگذاری ثانویه و شکلدهی مقولات: در مرحله بعد، کدهای اولیه با توجه به تعداد فراوانی آنها به کدهای ثانویه تبدیل می‌شوند (کدهای اولیه در قالب طبقههای مشابه قرار میگیرند). در جدول 1 نتایج کدگذاری باز بر اساس کد ثانویه، کدهای مفهومی و مقولات ارائه‌شده است.
گام سوم: کدگذاری محوری: در این بخش از تحقیق با کنار هم قراردادن کدهای مشابه کد اصلی برای تدوین نظریه شکل می‌‌‌گیرد. جدول 2 جمع‌‌‌بندی نظرات خبرگان را در مورد ارکان بیمه خرد تعاونی محور نمایش میدهد.
جدول 2- جمع‌‌‌بندی نظرات خبرگان در مورد ارکان بیمه خرد تعاونی محور
|
بهتر است بیمهگر یکی از اعضای گروه روستا تعاون باشد. |
|
بهتر است بیمهگذاران اعضای گروههای روستا تعاون باشند. |
|
بهتر است کانال توزیع از طریق خود اعضای گروههای روستا تعاون ایجاد شود. |
|
بهتر است بیم‌‌‌سنج (اکچوار) با اصول بیمه خرد و بیمه‌‌‌تعاونی آشنا باشد. |
|
بهتر است بیمهگر اتکایی صندوق بیمه محصولات کشاورزی باشد.[3] |
نتایج حاصل از فاز کمی
برازش توزیع مناسب به نرخ وقوع یا نسبت خسارتها
نرخ وقوع خسارتها یا نسبت خسارتها، از تقسیم تعداد خسارت‌‌‌های واقع‌شده در هرسال بر تعداد بیمه‌‌‌شده‌‌‌های همان سال به دست می‌‌‌آید. شکل 1 به ترتیب، نمودارهای هیستوگرام، چگالی تجربی و نمودار کالن فری برای دادههای نسبت خسارت را برای دادهها اخذشده را نشان میدهد.
|
|
|
|
شکل 1- نمودارهای هیستوگرام، چگالی تجربی و نمودار کالن فری برای دادههای نسبت خسارت برای دادهها اخذشده |
|
با توجه به نمودار کالن فری (شکل 1) و نمودارهای هیستوگرام، چگالی تجربی و نمودار چندک-چندک (شکل ۲) به نظر میرسد سه توزیع وایبل، لوگنرمال و گاما میتوانند کاندیدهای مناسبی برای توزیع نسبت خسارتها باشند.
|
|
|
|
شکل 2، نمودارهای هیستوگرام، چگالی تجربی و نمودار چندک-چندک سه توزیع کاندید شده بررسی عوامل مؤثر بر نسبت خسارت در این سه استان ازآنجاکه مطالعه حاضر درصدد قیمتگذاری بر اساس روش شاخص است، در ادامه عوامل مؤثر بر نسبت خسارت مشخص‌شده است. به‌طورکلی، میتوان اثر عوامل متعددی را بر نسبت خسارت در این سه استان بررسی کرد؛ اما با توجه به پدیده کژمنشی در بیمههای کشاورزی بهتر است تنها اثر شاخصهای آب و هوایی بر نسبت خسارتها را موردمطالعه قرارداد. بدین منظور با مراجعه به درگاه‌‌‌های هواشناسی، اطلاعات شاخصهای آب و هوایی شهرستان‌‌‌هایی که از اطلاعات آنها در این تحقیق استفاده‌شده است، جمع‌‌‌آوری شد. |
|
جدول 3: p-مقدار سه آزمون کولموگروف‌‌‌اسمیرنف، کرامرون‌‌‌میس و اندرسون‌‌‌دارلینگ به همراه شاخصهای AIC و BIC سه توزیع کاندید شده.
|
توزیع کاندید شده |
p-مقدار آزمون |
مقدار شاخص |
|||
|
کولموگروف اسمیرنف |
کرامرون میس |
اندرسون دارلینگ |
AIC |
BIC |
|
|
وایبل |
053/0 |
051/0 |
330/0 |
1868/638 |
421/632 |
|
گاما |
062/0 |
063/0 |
469/0 |
033/637 |
237/631 |
|
لوگنرمال |
076/0 |
243/0 |
717/0 |
2051/622 |
439/616 |
با توجه به نمودارهای شکل 2 و معیارهای نیکویی برازش جدول 3 نسبت خسارتها از توزیع لوگ نرمال پیروی میکند.
این شاخصها عبارت‌اند از: میزان بارندگی، متوسط درجه حرارت فصل‌‌‌های زمستان، بهار، تابستان و پاییز، حداقل و حداکثر دمای سالانه. با توجه به لوگنرمال بودن توزیع نسبت خسارتها، مدل رگرسیونی قابل‌استفاده، رگرسیون لگاریتمی به‌صورت معادله‌ی (1) است. جدول 4 اطلاعات مربوط به برازش مدل (1) را نشان میدهد.
با توجه به نتایج جدول 4 میتوان عدم معنیداری تأثیر شاخصهای «میزان بارندگی سالیانه» و «متوسط درجه حرارت پاییز» را بر نسبت خسارت نتیجه گرفت؛ به‌عبارت‌دیگر در میان شاخصهای آب و هوایی تنها شاخصهای «حداقل درجه حرارت سالانه»، «حداکثر درجه حرارت سالانه»، «متوسط درجه حرارت زمستان، بهار و تابستان» اثر معنیداری بر نسبت خسارت دارند. با توجه به شاخصهای مؤثر بر نسبت خسارت، میتوان مدل رگرسیونی لگاریتمی بالا را به‌صورت معادله (2) ارائه نمود.
جدول 4- برآورد و مقدار معنیداری پارامترهای مدل رگرسیون لگاریتمی (1)
|
پارامتر |
برآوردگر |
خطای استاندارد |
t-مقدار |
p-مقدار |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
ازآنجاکه شاخصهای هواشناسی رفتار زمانی دارند، بنابراین پیش از استفاده از آنها برای پیشگویی نسبت خسارتها، باید رفتار زمانی آنها را مدل بندی نمود. همانگونه که پیش‌تر گفته شد، مدل‌‌‌های ARIMA ساده‌‌‌ترین مدل‌‌‌های سری زمانی برای مدل بندی فرآیندهای تصادفی هستند و در بخش بعد به این امر پرداخته می‌شود.
پیدا کردن مدل زمانی مناسب برای شاخصهای مؤثر بر نسبت خسارت در شهرستان مشهد
لازم به ذکر است که اطلاعات با حجم کافی دادهها برای شاخصهای آب و هوایی مؤثر بر نسبت خسارت، تنها برای شهرستان مشهد موجود است. همچنین اطلاعات شاخصهای هواشناسی برای این شهرستان از سال 1950 تا حال حاضر موجود است؛ بنابراین، در این بخش تنها به مدل بندی شاخصهای آب و هوایی شهرستان مشهد پرداخته می‌شود.
مدل بندی متوسط دمای فصل زمستان شهرستان مشهد
ابتدا نمودار زمانی متوسط دمای زمستان شهرستان مشهد ترسیم میگردد (بخش اول شکل 3). این نمودار عدم ایستایی این شاخص را نشان میدهد. خوشبختانه بعد از یک‌بار تفاضل گیری سری زمانی حاصله، ایستا می‌شود (بخش دوم شکل 3). البته برای حصول اطمینان از ایستا شدن سری زمانی حاصل از تفاضل گیری، آزمون Dickey-Fuller انجام شد. با توجه به p-مقدار (p-value = 0/01) این آزمون، فرض عدم ایستایی به نفع فرض ایستایی رد می‌شود. بعد از مطالعه شاخصهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی سری ایستا شده، به نظر میرسد مناسبترین مدل برای متوسط دمایی فصل زمستان شهرستان مشهد یک سری ARIMA(0,1,1) (با ضریب MA1=-0/8384) است، این حدس بامطالعه دقیق مانده‌‌‌های مدل برازش شده، از دیدگاه مانده‌‌‌ها، تائید می‌شود.
در گام آخر، با استفاده از مدل برازش‌شده به پیشگویی دو سال آتی متوسط دمایی فصل زمستان شهرستان مشهد، اقدام می‌شود. بخش آخر شکل 3 نمودار زمانی به همراه مقادیر پیشگویی شده (و بازه اطمینان پیشگویی) متوسط دمایی فصل زمستان شهرستان مشهد را نشان میدهد.
|
|
|
|
|
شکل 3- نمودار زمانی، تفاضل مرتبه اول نمودار زمانی و نمودار زمانی به همراه مقادیر پیشگویی شده، متوسط دمایی فصل زمستان شهرستان مشهد
|
||
جدول 5 مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد متوسط دمایی فصل زمستان شهرستان مشهد را برای سال‌‌‌های 2019 و 2020، با استفاده از سری ARIMA(0,1,1) برازش شده را نشان میدهد.
جدول 5-مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد متوسط دمایی فصل زمستان شهرستان مشهد در سال‌‌‌های 2019 و 2020
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
۲۰۱۹ |
۵۸۹۰۴/4 |
۴۳۹۱۲۲۳۰/0 |
۷۳۸۹۵۸/8 |
|
۲۰۲۰ |
۵۸۹۰۴/4 |
۳۸۵۲۹۳۶۲/0 |
۷۹۲۷۸۶/8 |
مدل بندی متوسط دمای فصل بهار شهرستان مشهد
ابتدا نمودار زمانی متوسط دمای بهار شهرستان مشهد ترسیم میگردد (بخش اول شکل 4). این نمودار عدم ایستایی این شاخص را نشان میدهد. خوشبختانه بعد از یک‌بار تفاضل گیری سری زمانی حاصله، ایستا می‌شود (بخش دوم شکل 4). البته برای حصول اطمینان از ایستا شدن سری زمانی حاصل از تفاضل گیری، آزمون Dickey-Fuller انجام میگردد. با توجه به p-مقدار (p-value = 0.001) این آزمون، فرض عدم ایستایی به نفع فرض ایستایی رد می‌شود. بعد از مطالعه شاخصهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی سری ایستا شده، به نظر میرسد مناسبترین مدل برای متوسط دمایی فصل بهار شهرستان مشهد یک سری ARIMA(0,1,1) با جمله رانش 0504/0(با ضرایب 8727/0- برای MA1) است، این حدس بامطالعه دقیق مانده‌‌‌های مدل برازش شده، از دیدگاه مانده‌‌‌ها، تائید می‌شود.
در گام آخر، با استفاده از مدل برازش شده به پیشبینی دو سال آتی متوسط دمایی فصل بهار شهرستان مشهد، اقدام میگردد. بخش آخر شکل 4 نمودار زمانی به همراه مقادیر پیش‌بینی‌شده (و بازه اطمینان پیشگویی) متوسط دمایی فصل بهار شهرستان مشهد را نشان میدهد.
|
|
|
|
|
شکل 4-نمودار زمانی، تفاضل مرتبه اول نمودار زمانی و نمودار زمانی به همراه مقادیر پیشگویی شده، متوسط دمایی فصل بهار شهرستان مشهد |
||
جدول 6 مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد متوسط دمایی فصل بهار شهرستان مشهد را برای سال‌‌‌های 2019 و 2020، با استفاده از سری زمانی برازش شده را نشان میدهد.
جدول 6-مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد برای متوسط دمایی فصل بهار شهرستان مشهد در سال‌‌‌های 2019 و 2020
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
۲۰۱۹ |
۴۰۳۶۶/16 |
۹۹۰۷۸/13 |
۸۱۶۵۴/18 |
|
۲۰۲۰ |
۴۵۴۱۱/16 |
۰۲۱۷۷/14 |
۸۸۶۴۵/18 |
مدل بندی متوسط دمای فصل تابستان شهرستان مشهد
ابتدا نمودار زمانی متوسط دمای تابستان شهرستان مشهد ترسیم میگردد (بخش اول شکل 5). این نمودار عدم ایستایی این شاخص را نشان میدهد. بعد از یک‌بار تفاضل گیری سری زمانی حاصله، ایستا می‌شود (بخش دوم شکل 5). البته برای حصول اطمینان از ایستا شدن سری زمانی حاصل از تفاضل گیری، آزمون Dickey-Fuller انجام می‌شود. با توجه به p-مقدار (p-value = 0/04) این آزمون، فرض عدم ایستایی به نفع فرض ایستایی رد می‌شود. بعد از مطالعه شاخصهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی سری ایستا شده، به نظر میرسد مناسبترین مدل برای متوسط دمایی فصل تابستان شهرستان مشهد یک سری ARIMA(0,1,1) با جمله رانش 0492/0(با ضریب 7871/0 برای MA1) است، این حدس بامطالعه دقیق مانده‌‌‌های مدل برازش شده، از دیدگاه مانده‌‌‌ها، تائید می‌شود.
در گام آخر، با استفاده از مدل برازش شده به پیشبینی دو سال آتی متوسط دمایی فصل تابستان شهرستان مشهد، اقدام می‌‌‌کینم. بخش آخر شکل 5 نمودار زمانی به همراه مقادیر پیش‌بینی‌شده (و بازه اطمینان پیشبینی) متوسط دمایی فصل تابستان شهرستان مشهد را نشان میدهد.
|
|
|
|
|
شکل 5- نمودار زمانی، تفاضل مرتبه اول نمودار زمانی و نمودار زمانی به همراه مقادیر پیشگویی شده، متوسط دمایی فصل تابستان شهرستان مشهد |
||
جدول 7 مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد متوسط دمایی فصل تابستان شهرستان مشهد را برای سال‌‌‌های 2019 و 2020، با استفاده از سری زمانی برازش شده را نشان میدهد.
جدول 7- مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد برای متوسط دمایی فصل تابستان شهرستان مشهد در سال‌‌‌های 2019 و 2020
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
2019 |
08124/28 |
60451/26 |
55797/29 |
|
2020 |
13039/28 |
62056/26 |
64023/29 |
مدل بندی حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد
ابتدا نمودار زمانی حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد ترسیم میگردد (بخش اول شکل 6). این نمودار عدم ایستایی این شاخص را نشان میدهد. خوشبختانه بعد از یک‌بار تفاضل گیری سری زمانی حاصله، ایستا می‌شود (بخش دوم شکل 6). البته برای حصول اطمینان از ایستا شدن سری زمانی حاصل از تفاضل گیری، آزمون Dickey-Fuller انجام می‌شود. با توجه به p-مقدار (p-value = 0.05) این آزمون، فرض عدم ایستایی به نفع فرض ایستایی رد می‌شود. بعد از مطالعه شاخصهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی سری ایستا شده، به نظر میرسد مناسبترین مدل برای حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد یک سری ARIMA(0,1,1) (با ضریب-0.8709 برای MA1) است، این حدس بامطالعه دقیق مانده‌‌‌های مدل برازش شده، از دیدگاه مانده‌‌‌ها، تائید می‌شود.
در گام آخر، با استفاده از مدل برازش شده به پیشبینی دو سال آتی حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد، اقدام میگردد. بخش آخر شکل 6 نمودار زمانی به همراه مقادیر پیش‌بینی‌شده (و بازه اطمینان پیشگویی) حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد را نشان میدهد.
|
|
|
|
|
شکل 6-نمودار زمانی، تفاضل مرتبه اول نمودار زمانی و نمودار زمانی به همراه مقادیر پیشگویی شده، حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد |
||
جدول 8 مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد متوسط حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد را برای سال‌‌‌های 2019 و 2020، با استفاده از سری زمانی برازش شده را نشان میدهد.
جدول 8-مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد برای حداکثر دمای سالانه شهرستان مشهد در سال‌‌‌های 2019 و 2020
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
2019 |
41/26322 |
16967/38 |
35677/44 |
|
2020 |
41/26322 |
14399/38 |
38245/44 |
مدل بندی حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد
ابتدا نمودار زمانی حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد ترسیم میگردد (بخش اول شکل 7). این نمودار عدم ایستایی این شاخص را نشان میدهد. خوشبختانه بعد از یک‌بار تفاضل گیری سری زمانی حاصله، ایستا می‌شود (بخش دوم شکل 7). البته برای حصول اطمینان از ایستا شدن سری زمانی حاصل از تفاضل گیری، آزمون Dickey-Fuller را انجام می‌شود. با توجه به p-مقدار (p-value = 0.001) این آزمون، فرض عدم ایستایی به نفع فرض ایستایی رد می‌شود. بعد از مطالعه شاخصهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی سری ایستا شده، به نظر میرسد مناسبترین مدل برای حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد یک سری ARIMA(0,1,1) (با ضریب-0.8709 برای MA1) است، این حدس بامطالعه دقیق مانده‌‌‌های مدل برازش شده، از دیدگاه مانده‌‌‌ها، تائید می‌شود.
در گام آخر، با استفاده از مدل برازش شده به پیشبینی دو سال آتی حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد، پرداخته می‌شود. بخش آخر شکل 7 نمودار زمانی به همراه مقادیر پیش‌بینی‌شده (و بازه اطمینان پیشگویی) حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد را نشان میدهد.
|
|
|
|
|
شکل 7: نمودار زمانی، تفاضل مرتبه اول نمودار زمانی و نمودار زمانی به همراه مقادیر پیشگویی شده، حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد |
||
جدول 9 مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد متوسط حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد را برای سال‌‌‌های 2019 و 2020، با استفاده از سری زمانی برازش شده را نشان میدهد.
جدول 9- مقدار پیشگویی و بازه اطمینان 95 درصد برای حداقل دمای سالانه شهرستان مشهد در سال‌‌‌های 2019 و 2020
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
2019 |
۷۶۸۲/11- |
۶۰۵/20- |
۹۳۱۳۹/2- |
|
2020 |
۷۷۵۶/11- |
۶۱۴۹/20- |
۹۳۶۲۴/2- |
پیشگویی نسبت خسارت شهرستان مشهد برای دو سال آتی
ارتباط نسبت خسارت با شاخصهای آب و هوایی (معنی‌‌‌دار) در مدل رگرسیونی لگاریتمی (2) ارائه شد. اکنون با استفاده از این مدل و مقادیر پیشگویی شده برای شاخصهای «حداکثر دمایی سالانه»، «حداقل دمایی سالانه»، «متوسط دمایی فصل‌‌‌های زمستان، بهار و تابستان» میتوان مقدار نسبت خسارت را برای سال‌‌‌های 2019 و 2020 به‌صورت جدول 10 پیشگویی نمود.
جدول 10- پیشگویی دو سال آتی نسبت خسارت در شهرستان مشهد
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
۲۰۱۹ |
032654/0 |
0 |
071525/0 |
|
2020 |
031134/0 |
0 |
076901/0 |
با توجه به اینکه حق‌‌‌بیمه از ضرب نسبت خسارت در متوسط شدت خسارتها به دست می‌‌‌آید؛ بنابراین، برای پیشگویی مقدار حق‌‌‌بیمه برای دو سال آتی نیازمند به برازش یک توزیع آماری به‌شدت خسارتها است.
برازش توزیع به ارزش زمانی شدت خسارتها
برای برازش یک توزیع آماری به‌شدت خسارتها باید این واقعیت که در طول زمان ارزش پول مستهلک می‌شود، در نظر گرفته شود؛ بنابراین، با توجه به نرخ تورم، ارزش زمانی تمامی دادههای مربوط به‌شدت خسارت ابتدای سال 1398 محاسبه میگردد.
شکل 8 نمودارهای هیستوگرام و تابع چگالی تجربی ارزش فعلی شدت خسارتها و شدت خسارتها که بر 10000000 تقسیم‌شده‌اند را نشان می‌‌‌دهند. تمامی دادهها بر 10000000 تقسیم‌شده‌اند؛ لذا میتوان با کوچک کردن مقادیر دادهها نوسان‌‌‌های دادهها را بهتر مشاهده نمود.
|
|
|
|
شکل 8- نمودارهای هیستوگرام و تابع چگالی تجربی ارزش فعلی شدت خسارتها و شدت خسارتها که بر 10000000 تقسیم‌شده‌اند |
|
با توجه به نمودار دادههای تقسیم‌شده بر 10 میلیون (نمودار سمت راست شکل 8)، به نظر میرسد یک توزیع آمیخته برای دادهها مناسب است. باکمی دقت بر روی نمودار سمت راست شکل 8، میتوان مناسب بودن دو توزیع آماری برای دادههای قبل و بعد از 6/0 را حدس زد. شکل 9 نمودارهای هیستوگرام، تابع چگالی تجربی و نمودار کالن فری برای دادههای کمتر از 6/0 را نشان میدهد.
|
|
|
|
شکل 11- نمودارهای هیستوگرام، تابع چگالی تجربی و نمودار کالن فری برای دادههای کمتر از 6/0 |
|
با توجه نمودار کالن فری، ارائه‌شده در شکل 9، به نظر میرسد توزیع لوگنرمال برای دادهها مناسب است. برای راست آزمایی این حدس، این توزیع با توزیعهای دیگر وایبل، نرمال، لوگنرمال و لوژستیک که توسط نمودار کالن فری توصیه‌شده‌اند، مقایسه میگردد. شکل 10 نمودارهای هیستوگرام، تابع چگالی کاندید شده و نمودار چندک-چندک توزیعهای برازش شده را نشان میدهد.
|
|
|
|
شکل 10-نمودارهای هیستوگرام، تابع چگالی کاندید شده و نمودار چندک-چندک توزیعهای برازش شده |
|
برای انتخاب مناسبترین توزیع سه آزمون کولموگروف‌‌‌اسمیرنف، کرامرون‌‌‌میس و اندرسون‌‌‌دارلینگ به همراه شاخصهای AIC و BIC چهار توزیع کاندید شده محاسبه می‌شود. جدول 11 خلاصه این محاسبات را ارائه میکند.
با توجه به معیارهای ارائه‌شده در جدول 11 به نظر میرسد دادههای کمتر از 0.6 از توزیع لوگنرمال پیروی میکنند. پارامترهای میانگین و انحراف معیار برای توزیع برازش شده، به ترتیب برابر 75837326/0 و 08108103/0 هستند. همین روند، برای دادههای بزرگ‌تر از 6/0 به ترتیب زیر طی میگردد. با توجه نمودار کالن فری، ارائه‌شده در شکل 11، به نظر میرسد توزیع لوگنرمال برای دادهها مناسب است. برای راست آزمایی این حدس، این توزیع با سایر توزیع‌‌‌ها نظیروایبل، نرمال، لوگنرمال و لوژستیک که توسط نمودار کالن فری توصیه‌شده‌اند، مقایسه می‌شوند.
جدول 11- p-مقدار سه آزمون کولموگروف‌‌‌اسمیرنف، کرامرون‌‌‌میس و اندرسون‌‌‌دارلینگ به همراه شاخصهای AIC و BIC چهار توزیع کاندید شده.
|
توزیع کاندید شده |
p-مقدار |
مقدار شاخص |
|||
|
کولموگروف‌‌‌اسمیرنف |
کرامرون‌‌‌میس |
اندرسون‌‌‌دارلینگ |
AIC |
BIC |
|
|
وایبل |
1240779/0 |
1764654/0 |
2138164/0 |
152/99- |
4856/148- |
|
لوژستیک |
05122223/0 |
01775613/0 |
18187444/0 |
162/51- |
8970/158- |
|
لوگنرمال |
06644919/0 |
03470059/0 |
26622924/0 |
162/657- |
0434/159- |
|
نرمال |
07443521/0 |
04181996/0 |
33878663/0 |
161/449- |
8353/157- |
برای انتخاب مناسبترین توزیع سه آزمون کولموگروف‌‌‌اسمیرنف، کرامرون‌‌‌میس و اندرسون‌‌‌دارلینگ به همراه شاخصهای AIC و BIC چهار توزیع کاندید شده، محاسبه می‌شوند، جدول 12 خلاصه این محاسبات را ارائه میکند.
شکل 12 نمودارهای هیستوگرام، تابع چگالی کاندید شده و نمودار چندک-چندک توزیعهای برازش شده را نشان میدهد.
|
|
|
|
شکل 11: نمودارهای هیستوگرام، تابع چگالی تجربی و نمودار کالن فری برای دادههای بیشتر از 0.6 |
|
|
|
|
|
شکل 12- نمودارهای هیستوگرام، تابع چگالی کاندید شده و نمودار چندک-چندک توزیعهای برازش شده |
|
جدول 12- p-مقدار سه آزمون کولموگروف‌‌‌اسمیرنف، کرامرون‌‌‌میس و اندرسون‌‌‌دارلینگ به همراه شاخصهای AIC و BIC چهار توزیع کاندید شده.
|
توزیع کاندید شده |
p-مقدار آزمون |
مقدار شاخص |
|||
|
کولموگروف‌‌‌اسمیرنف |
کرامرون‌‌‌میس |
اندرسون‌‌‌دارلینگ |
AIC |
BIC |
|
|
لوگنرمال |
0/1628315 |
0/9969107 |
5/3165530 |
-۷۸/۰۳۲۵ |
-71/63551 |
|
گاما |
0/1790749 |
1/2881012 |
6/9037129 |
-۵۸/۱۰۰۶۹ |
51-/70369 |
|
وایبل |
0/2043734 |
2/7633559 |
15/2364988 |
۳۱/۹۲۸۳۹ |
38/32539 |
|
نرمال |
0/2069764 |
1/9966463 |
10/7912007 |
-۶/۵۵۱۵۹ |
1546954/0- |
با توجه به معیارهای ارائه‌شده در جدول 12 به نظر میرسد دادههای بیشتر از 6/0 از توزیع لوگنرمال پیروی میکنند. پارامترهای میانگین و انحراف معیار برای توزیع برازش شده، به ترتیب برابر 03577553/0 و 1999331/0 هستند.
با توجه به اینکه 9115/19 درصد دادهها کمتر از 6/0 است، بنابراین توزیع برازش‌شده به دادهها برابر معادله (3) می‌شود. شکل 13 نمودار توزیع برازش شده به‌کل دادهها (بعد از تقسیم‌بر 10000000) را نشان میدهد.
|
|
|
شکل 13- نمودار توزیع برازش شده به‌کل دادهها (بعد از تقسیم‌بر 10000000) |
پیشگویی متوسط شدت خسارتها، با استفاده از یک سری زمانی برازش شده به نرخ تورم انجام می‌شود که در بخش بعدی به آن پرداخته‌شده است.
مدل بندی نرخ تورم
با استفاده از نرخ تورم رسمی، اعلام‌شده توسط بانک مرکزی، برای 50 سال گذشته، مدل زمانی به نرخ تورم ایران برازش می‌شود. سپس با استفاده از مدل برازش‌شده، نرخ تورم آتی پیشگویی خواهد شد. شکل 14 نمودار زمانی نرخ تورم به همراه سه مرتبه لگاریتم از دادهها را نشان میدهد. این نمودار عدم ایستایی نرخ تورم را نشان میدهد. برای کاهش مقدار عددی دادهها سه مرتبه از دادهها لگاریتم گرفته و نمودار زمانی آنها در قسمت دوم شکل 16 ترسیم‌شده است.
شکل 14: نمودار زمانی نرخ تورم و نرخ تورم بعد از سه مرتبه لگاریتم گیری
با توجه به شکل 14 به نظر میرسد بعد از سه مرتبه لگاریتم گیری از دادههای نرخ تورم، فرآیند حاصل، یک فرآیند ایستا است. این حدس توسط آزمون دیکی فولر نیز مورد تائید قرار می‌‌‌گیرد، زیرا فرض عدم ایستایی به نفع فرض ایستایی رد می‌شود (0.03617= p-مقدار). شکل 15 نمودارهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی سری ایستا شده را نشان میدهد.
شکل 15: نمودارهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی برای نرخ تورم ایستا شده
با توجه نمودارهای خودهمبستگی و خودهمبستگی جزئی (شکل 15) به نظر میرسد مناسبترین مدل برای نرخ تورم ایستا شده یک سری ARIMA(0,0,1) خواهد بود. جدول 13 معیارهای نیکویی برازش و پارامترهای سری برازش شده را نشان میدهد.
جدول 13: سری زمانی برازش شده به نرخ تورم ایستا شده
|
سری زمانی برازش شده |
پارامترهای برآورد شده |
معیارهای نیکویی برازش |
|
ARIMA(0,0,0) |
ma1= 0/7010 (s.e. 0.1208) 0/02554 |
Log-likelihood=20/08; AIC=-36/15; AICc=-35/88; BIC=-32/41 |
بررسی مانده‌‌‌های مدل برازش شده، مناسب بودن آن را، از دیدگاه مانده‌‌‌ها، تائید میکند.
اکنون با استفاده از مدل برازش شده به پیشگویی سری زمانی پرداخته می‌شود. شکل 16 نمودار زمانی نرخ تورم ایستا شده به همراه مقادیر پیشگویی شده (و بازه اطمینان پیشگویی) را نشان میدهد. جدول 14 مقدار عددی این پیشگویی‌‌‌ها را نشان میدهد
شکل 16- نمودار زمانی نرخ تورم ایستا شده به همراه مقادیر پیشگویی شده
جدول 14- پیشگویی دو سال آتی برای نرخ تورم (برحسب درصد)
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
1398 |
24/56338 |
10/39291 |
135/8325 |
|
1399 |
15/5426 |
7/228739 |
76/09328 |
در این مرحله با استفاده از توزیع آمیخته برازش شده به ارزش فعلی خسارتها و نرخ تورم پیشگویی شده برای دو سال آتی میتوان متوسط شدت خسارتها را به‌صورت جدول 15 پیشگویی کرد.
جدول 15- پیشگویی دو سال آتی برای متوسط شدت خسارتها
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
2019 |
10364439 |
9185369 |
19622714 |
|
2020 |
11935093 |
9849355 |
34554281 |
سرانجام با توجه به نسبت خسارت‌‌‌های پیشگویی شده (جدول ۱۲) و متوسط خسارتها (جدول 15) مقدار حق‌‌‌بیمه را برای دو سال آتی مطابق جدول 16 پیشگویی میگردد.
جدول 16-پیشگویی دو سال آتی برای مقدار حق‌‌‌بیمه
|
سال |
مقدار پیشگویی |
بازه اطمینان 95 درصد |
|
|
کران پایین |
کران بالا |
||
|
2019 |
338444/7 |
299942/9 |
640768/3 |
|
2020 |
371584/4 |
306647/6 |
10758/5 |
ارائه محصول طراحی‌شده در قالب یک بیمه خرد تعاونی
بر اساس نظر خبرگان، بهتر است محصول بیمه دامهای سبک طراحی‌شده در قالب یک بیمه خرد تعاونی در حضور یک بیمهگر اتکایی عرضه شود. همچنین، توصیه می‌شود، حق‌‌‌بیمه‌‌‌های این بیمه‌‌‌نامه به‌صورت اقساط و بر اساس راهکاری که صندوق بیمه روستا تعاون در نظر می‌‌‌گیرد، از بیمهگذاران دریافت شود. در ادامه دو روش پیاده‌‌‌سازی بیمهی اتکایی موردمطالعه قرار می‌‌‌گیرد.
در بخش 3-1-3 دو رویکرد پیاده‌‌‌سازی بیمه اتکایی برای بیمه خرد تعاونی دامهای سبک معرفی شد. در ادامه محاسبات بیمه سنجی این دو رویکرد ارائه می‌شود.
رویکرد اول: بیمه اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت
همانگونه که قبلاً گفته شد، تحت این قرارداد اتکایی، سهم بیمهگر اتکایی از ریسک تصادفی تحت این قرارداد اتکایی برابر است. جدول 17 سهم بیمهگر واگذارکننده و بیمهگر اتکایی تحت قرارداد اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت را از حق‌‌‌بیمه نشان میدهد.
جدول 17- سهم بیمهگر واگذارکننده و بیمهگر اتکایی از حق بیمه تحت قرارداد اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت
|
سال |
مقدار حق بیمه هر واحد |
سهم بیمهگر اتکایی |
سهم صندوق بیمهی روستا تعاون |
|
2019 |
338444/7 |
177565/9 |
160878/8 |
|
2020 |
371584/4 |
204474/7 |
167109/7 |
پیاده‌‌‌سازی قرارداد اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت نیازمند محاسبه سطح نگهداشت و حد بالایی غرامت است. قبلاً نشان داده شد که متوسط شدت هر خسارت در سال 2018 برابر ۸۳۲۰۶۱۵ است. ارزش زمانی این متوسط، با توجه به نرخ‌‌‌تورم پیشگویی شده، در سال‌‌‌های 2019 و 2020 به ترتیب برابر ۱۰۳۶۴۴۳۹ و ۱۱۹۳۵۰۹۳ است. به دلیل اینکه باید سطح تعهدات بیمهگر اتکایی کاهش یابد، از این دو مقدار بهعنوان حد بالای غرامت استفاده میگردد. همچنین، سطح نگهداشت بهگونهای برآورد می‌شود که متوسط تعهدات بیمهگر اتکایی برابر حق‌‌‌بیمه‌‌‌ی اتکایی شود.
به‌عبارت‌دیگر بیمهگر اتکایی از قبول بیمه‌‌‌اتکایی، به‌طور متوسط، سود یا زیانی دریافت نکند. جدول 18 سهم بیمهگر اتکایی و بیمهگر واگذارکننده (صندوق بیمه خرد روستا تعاون) را تحت قرارداد اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت را نشان میدهد.
بر اساس توزیع آمیخته لوگنرمال ارائه‌شده در معادله (3)، میتوان نمودارهای جعبه‌‌‌ای سهم بیمهگر اتکایی و واگذارکننده (صندوق بیمه خرد روستا تعاون) از خسارتها (در مقیاس ده میلیونیم)، در سال‌‌‌های 2019 و 2020، را تحت قرارداد اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت را محاسبه نمود.
جدول 18-سهم بیمهگر اتکایی و بیمهگر واگذارکننده از هر واحد خسارت طی دو سال آتی، تحت قرارداد اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت
|
سال |
سهم صندوق محصولات کشاورزی از هر واحد خسارت |
سهم صندوق تعاون از هر واحد خسارت |
|
2019 |
۱۰۳۶۴۴۳۹} |
|
|
2020 |
۱۱۹۳۵۳۹۳} |
|
شکل 17 این نمودارها را نشان میدهد. با توجه به این نمودارهای به‌سادگی میتوان همگن شدن ریسک بیمهگر اتکایی را تحت این بیمه‌‌‌نامه خرد تعاون مشاهده نمود.
|
|
|
|
|
|
سهم بیمهگر اتکایی از خسارت‌‌‌های سال 2019 |
سهم صندوق بیمه خرد روستا تعاون از خسارت‌‌‌های سال 2019 |
سهم بیمهگر اتکایی از خسارت‌‌‌های سال 2020 |
سهم صندوق بیمه خرد روستا تعاون از خسارت‌‌‌های سال 2020 |
شکل 17- نمودارهای جعبه‌‌‌ای سهم هر بیمهگر از خسارتها، در سال‌‌‌های 2019 و 2020، تحت قرارداد اتکایی زیانبس با حد بالایی غرامت
رویکرد دوم: بیمه اتکایی نسبتی با حد بالایی غرامت
سهم بیمهگر اتکایی از ریسک تصادفی تحت این قرارداد اتکایی برابر خواهد بود. برای پیاده‌‌‌سازی این قرارداد اتکایی، نیاز به محاسبه و حد بالای غرامت است. حد بالای غرامت همانند رویکرد اول محاسبه میگردد. اما برای محاسبه همانند قبل بهگونهای عمل می‌شود که حق‌‌‌بیمه قراردادهای جاری با حق‌‌‌بیمه واقعی تحت قرارداد اتکایی نسبتی با حد بالای غرامت برابر باشند. با این رویکرد ضریب برای سال‌‌‌های 2019 و 2020 به ترتیب 52/0 و 55/0 برآورد گردید. بنابراین، برای سادگی برابر 5/0 در نظر گرفته می‌شود. جدول 19 سهم بیمهگر واگذارکننده و بیمهگر اتکایی را از حق‌‌‌بیمه نشان میدهد.
جدول 19-سهم بیمهگر واگذارکننده و بیمهگر اتکایی از حق بیمه تحت قرارداد اتکایی نسبتی با حد بالایی غرامت
|
سال |
مقدار حق بیمه هر واحد |
سهم بیمهگر اتکایی |
سهم صندوق بیمهی روستا تعاون |
|
2019 |
33844/7 |
169222/4 |
169222/4 |
|
2020 |
371584/4 |
185792/2 |
185792/2 |
جدول 20 سهم بیمهگر اتکایی و بیمهگر واگذارکننده (صندوق بیمه خرد روستا تعاون) را تحت قرارداد اتکایی نسبتی با حد بالایی غرامت را نشان میدهد.
جدول 20-سهم بیمهگر اتکایی و بیمهگر واگذارکننده از هر واحد خسارت طی دو سال آتی، تحت قرارداد اتکایی نسبتی با حد بالای غرامت
|
سال |
سهم بیمهگر اتکایی از هر واحد خسارت |
سهم صندوق بیمهی روستا تعاون از هر واحد خسارت |
|
2019 |
۱۰۳۶۴۴۳۹} |
۱۰۳۶۴۴۳۹} |
|
2020 |
۱۱۹۳۵۰۹۳} |
X- ۱۱۹۳۵۰۹۳} |
|
|
|
|
|
|
سهم بیمهگر اتکایی از خسارت‌‌‌های سال 2019 |
سهم صندوق بیمه خرد روستا تعاون از خسارت‌‌‌های سال 2019 |
سهم بیمهگر اتکایی از خسارت‌‌‌های سال 2020 |
سهم صندوق بیمه خرد روستا تعاون از خسارت‌‌‌های سال 2020 |
شکل 18: نمودارهای جعبه‌‌‌ای سهم هر بیمهگر از خسارتها، در سال‌‌‌های 2019 و 2020، تحت قرارداد اتکایی نسبتی با حد بالایی غرامت
جدول 21- سهم بیمهگر اتکایی و صندوق بیمه خرد از چند مقدار خسارت برای سال 2019 تحت دو قرارداد بیمه اتکایی
|
اندازه خسارت وارده بیمهگذار(میلیون ریال) |
سهم بیمهگر اتکایی |
سهم صندوق تعاون |
||
|
رویکرد اول |
رویکرد دوم |
رویکرد اول |
رویکرد دوم |
|
|
۵ |
3/92315 |
2/5 |
1/07685 |
2/5 |
|
۱۰ |
8/92315 |
5 |
1/07685 |
5 |
|
۱۵ |
10/36444 |
7/5 |
4/635561 |
7/5 |
|
۲۰ |
10/36444 |
10 |
9/635561 |
10 |
|
۲۵ |
10/36444 |
10/36444 |
14/63556 |
14/63556 |
|
۳۰ |
10/36444 |
10/36444 |
19/63556 |
19/63556 |
بر اساس توزیع آمیخته لوگنرمال ارائه‌شده در معادله (3)، میتوان نمودارهای جعبه‌‌‌ای سهم بیمهگر اتکایی و واگذارکننده (صندوق بیمه خرد روستا تعاون) از خسارتها (در مقیاس ده میلیونیم)، در سال‌‌‌های 2019 و 2020 را تحت قرارداد اتکایی نسبتی با حد بالایی غرامت محاسبه نمود. شکل 18 این نمودارها را نشان میدهد.
با توجه به نمودارهای به‌سادگی میتوان همگنتر شدن ریسک بیمهگر اتکایی را تحت این بیمه‌‌‌نامه خرد تعاون مشاهده نمود.اکنون با یک مثال، مقایسه‌‌‌ای بین دو بیمهی اتکایی برای محصول بیمه‌‌‌خردتعاونی انجام می‌شود. جدول‌‌‌های 21 و 22 سهم بیمهگر اتکایی و صندوق بیمه خرد را از چند مقدار خسارت برای سال‌‌‌های 2019 و 2020، تحت دو قرارداد بیمه اتکایی نشان می‌‌‌دهند.
جدول 22- سهم بیمهگر اتکایی و صندوق بیمه خرد از چند مقدار خسارت برای سال 202۰، تحت دو قرارداد بیمه اتکایی
|
اندازه خسارت وارده بیمهگذار (میلیون ریال) |
سهم بیمهگر اتکایی |
سهم صندوق تعاون |
||
|
رویکرد اول |
رویکرد دوم |
رویکرد اول |
رویکرد دوم |
|
|
۵ |
3/759961 |
2/5 |
1/240039 |
2/5 |
|
۱۰ |
8/759961 |
5 |
1/240039 |
5 |
|
۱۵ |
11/93509 |
7/5 |
3/064907 |
7/5 |
|
۲۰ |
11/93509 |
10 |
8/064907 |
10 |
|
۲۵ |
11/93509 |
11/93509 |
13/06491 |
13/06491 |
|
۳۰ |
11/93509 |
11/93509 |
18/06491 |
18/06491 |
نتیجه‌گیری و پیشنهاد‌ها
در این پژوهش پیاده‌‌‌سازی یک بیمه خرد تعاونی برای پوشش خسارت‌‌‌های دامهای سبک (گوسفند یا بز) مورد بررسی قرار گرفت.
ابتدا، بر اساس نظرات خبرگان، ارکان بیمه خرد تعاونی محور (بیمهگر، بیمهگذاران، بیمسنجها و بیمهگر اتکایی) مشخص شدند. سپس بر اساس روش قیمتگذاری شاخص مبنا، مبتنی بر شاخصهای هواشناسی که بر نسبت خسارت تأثیرگذار هستند، پوششهای بیمه دامهای سبک قیمتگذاری شدند. سرانجام در قالب دو نوع بیمهی اتکایی زیانبس با سطح بالایی غرامت و نسبتی با سطح بالایی غرامت، سهم بیمهگر اصلی (صندوق بیمه تعاونی) و بیمهگر اتکایی (صندوق بیمه محصولات کشاورزی) از حقبیمهها و خسارتها دقیقاً مشخص شدند. الگویی طراحی‌شده برای شهرستان مشهد پیاده‌‌‌سازی شد و نشان داده شد که به‌کارگیری این نوع بیمه خرد باعث:
ازنقطه‌نظر بیمسنجی تمام موارد بالا از اهمیت بسیار زیادی برخوردار هستند. از طرف دیگر، ممکن است در نگاه اول، به دلیل عرضه بیمه دامهای سبک توسط صندوق بیمه محصولات کشاورزی، ضرورت وجود این محصول بیمهای موردتردید قرار گیرد؛ اما به دلایل زیر وجود چنین محصول بیمهای ضرورت دارد.
این محصول در قالب یک صندوق تعاونی عرضه می‌شود، به همین دلیل سهم صندوق از حقبیمهها درواقع دارایی صاحبان صندوق، یعنی همان بیمهگذاران است؛ بنابراین، درصورتی‌که صندوق به دلیل عدم ورود خسارت یا سرمایه‌‌‌گذاری مناسب سودآور شود، این بیمهگذاران هستند که از وجود چنین صندوقی سود و منفعت می‌‌‌برند. صندوق بیمه محصولات کشاورزی، علی‌‌‌رغم حمایتی بودن، تمامی خسارت‌‌‌های بیمهگذاران را تحت پوشش قرار نمی‌‌‌دهد. درحالی‌که این محصول تمامی خسارت‌‌‌های وارده به بیمهگذاران را پرداخت میکند. معمولاً دامداران خرد به دلایل متعدد، از قبیل نگرشی، فرهنگی و غیره، از خرید بیمه خودداری میکنند. این محصولات بیمهای چون توسط افراد محلی و معتمد در خود روستا ارائه و مدیریت می‌شود، باعث جذب بیشتر بیمهگذاران خرد خواهد شد. به دلیل محلی بودن ارائه‌دهندگان و اداره‌کنندگان این محصول بیمهای، فرآیندهای بیمهگری، نظیر صدور، تمدید و پرداخت خسارت، با سرعت و دقت بیشتری انجام می‌‌‌پذیرد.
قدردانی و تشکر
این مقاله بدون کمک سازمان یا ارگانی به انجام رسیده است.
)