главная о портале наши партнеры реклама на сайте контакты карта сайта

АВТОРИЗАЦИЯ

Логин:
Пароль:
регистрация
забыли свой пароль?

Модель формирования пенсионных накоплений и пенсионных выплат


В данной работе мы исследовали дифференциацию пенсионных выплат для различных социально-демографических групп населения методом математического моделирования. Для этого на основе методов актуарной математики была разработана модель, которая позволяет оценить влияние общественно-полезных и вынужденных перерывов в трудовой деятельности, а также существующей асимметрии в сфере занятости на пенсионные выплаты. В результате моделирования были оценены эти выплаты для мужчин и женщин, принадлежащих к различным соцально-демографическим группам. В качестве показателя количественной оценки меры различия пенсионных выплат использовалось отношение этих выплат.

На размер пенсионных выплат существенное влияние оказывают ряд экономических факторов, которые в нашей стране пока трудно поддаются прогнозу. К таким факторам в первую очередь относятся фактическая годовая ставка инвестиционного дохода, уровень инфляции и ряд др. показателей. Однако эти факторы являются нейтральными в том смысле, что в одинаковой мере воздействуют на размеры будущих пенсий всех исследуемых социально-демографических групп населения. Поэтому при расчетах их зафиксировали на уровне, принятом в мировой практике при проведении долгосрочных актуарных расчетов. Так фактическая годовая нетто-ставка инвестиционного дохода принята равной i = 6%, а среднегодовой уровень инфляция - j = 6%.

ПРИНЦИПЫ ПОСТРОЕНИЯ МОДЕЛИ

Перейдем непосредственно к методологии прогнозирования процесса пенсионного обеспечения в части касающейся интересов его отдельного участника. Мы будем рассматривать этот процесс как социальноэкономический, состоящий из двух независимых фаз:

  • накопление средств на именном пенсионном счете;
  • пенсионные выплаты.

Такое предположение часто используется в актуарной математике. Практически оно означает, что размер будущих пенсионных выплат не зависит от истории осуществления пенсионных взносов, и определяется исключительно объемом средств накопленных на индивидуальных пенсионных счетах, и величиной начисленного инвестиционного дохода.

Актуарные расчеты обычно базируются на использовании уравнения стоимости:

Ожидаемая текущая стоимость дохода =
Ожидаемая текущая стоимость затрат

Доходы страховщика (в данном случае Пенсионного фонда РФ) по пенсионному страхованию поступают в виде пенсионных взносов участников фонда, которые называют премиями. Затраты состоят из пенсионных выплат и (иногда) издержек. Задав подходящий набор предположений (базис) можно использовать уравнение стоимости для вычисления размера пенсионных выплат, которые должен получать участник пенсионного фонда при заданной премии.

Базис для применения уравнения стоимости к договору пенсионного обеспечения детализирует предполагаемую смертность, предполагаемые процентные ставки и ожидаемую стоимость издержек, связанных с данным договором и т.д. Обычно базисные предположения делают очень консервативными, чтобы гарантировать большую вероятность того, что премий и процентов по их инвестированию хватит для покрытия пенсионных выплат и издержек.

Хотя издержки при осуществлении пенсионного обеспечения неизбежны, мы их будем игнорировать, предполагая, что они будут покрыты запасом прочности в базисе. Поэтому для последующих расчетов будем использовать упрощенное уравнение стоимости:

Ожидаемая текущая стоимость поступающих нетто-премий
= Ожидаемая текущая стоимость пенсионных выплат

Здесь используется понятие нетто-премии, которая равна сумме пенсионных взносов, необходимых для обеспечения ожидаемых пенсионных выплат по договору при заданных предположениях смертности и процентного дохода. Таким образом, нетто-премия не допускает издержек, связанных с договором. Поэтому ее часто называют чистой премией или премией на риск.

Составим уравнение стоимости для пенсионного возраста n лет. Пусть i - фактическая годовая процентная ставка; для простоты положим, что i одна и та же для всех лет, а период конверсии равен одному году. Рассмотрим именной пенсионный счет, куда в начале k-ого года вносятся очередные пенсионные взносы Ck, k = x, ... , n-1 , где x возраст начала трудовой дея-тельности. Окончательная или накопленная стоимость данного платежного потока к моменту выхода на пенсию n равна

(2.1)

Теперь рассмотрим процесс пенсионных выплат. Текущая стоимость такого потока платежей равна

,            (2.2)

где k-nPn - вероятность того, что индивид в возрасте n лет проживет, по крайней мере, еще k-n лет;
bk - размер годовой пенсии в возрасте k.

В соответствии с вышеизложенным уравнение стоимости имеет вид

.            (2.3)

Уравнение (2.3) может быть использовано для расчета размера пенсии bk, но для этого необходимо сделать ряд актуарных предположений, касающихся пенсионных взносов и начисления инвестиционного дохода.

Из выражения (2.1) видно, что первая фаза процесса пенсионного обеспечения, или накопление пенсионных взносов, зависит от продолжительности страхового (или трудового) стажа и размеров производимых взносов (или, иными словами, заработной платы). Значения этих показателей формируются в процессе трудовой деятельности работника и, следовательно, существующие отношения в сфере занятости оказывают на них непосредственное влияние и определяют их различия. Например, трудовой стаж является своеобразным результирующим показателем, значение которого зависит от гендерных стереотипов поведения в отношении занятости вообще и использования отпуска по уходу за малолетним ребенком и больничных листов по уходу за больными членами семьи в частности, от уровня и продолжительности безработицы среди мужчин и женщин, от типа и продолжительности обучения и т.д. Но в данной работе мы будем учитывать не все перерывы, а лишь те, которые являются особо социально значимыми.

СТРАХОВОЙ СТАЖ И ПЕНСИОННЫЕ НАКОПЛЕНИЯ

Возможная дифференциация страхового стажа мужчин и женщин при моделировании пенсионных накоплений формировалась с учетом:

  • максимально возможного трудового стажа, продолжительность которого в наших расчетах равна 43 годам для мужчин и женщин (с 17 до 60 лет) (1);
  • продолжительности обучения в различных учебных заведениях;
  • продолжительности невыхода на работу в связи с выполнением работником его семейных обязанностей (таких, как отпуск по уходу за ребенком);
  • службы в армии или альтернативной службы.

Добровольная незанятость, перерывы в трудовой деятельности, обусловленные безработицей, а так же неоплачиваемые периоды занятости (больничные листы) будут обсуждаться в главе 3 "Пенсионные накопления".

Нами были рассмотрены четыре уровня образования и, соответственно, четыре варианта изъятия времени обучения из страхового стажа: "до 17 лет" средняя школа, "17-19 лет" техникум, "17-22 года" высшее образование, "17-25 лет" аспирантура. Таким образом, в нашей модели максимально возможное вычитание из страхового стажа работника по фактору "образование" - 8 лет.

Начиная с 1989 г., в стране введена практика предоставления отпуска по уходу за маленьким ребенком. Первая половина этого отпуска (до достижения ребенком 1,5 лет) частично оплачивается, вторая половина не оплачивается вообще (кроме случаев специальных распоряжений местных администраций как, например, в г. Москве). Размер оплаты - более чем скромный: две минимальные оплаты труда (независимо от числа детей, за которыми осуществляется уход). Кроме того, несмотря на то, что такой перерыв в трудовой деятельности называется "частично оплачиваемым отпуском", выплаты эти являются не заработной платой, а пособием и, следовательно, пенсионные взносы с них не взимаются.

Для целей нашего исследования важно также знать не только продолжительность перерывов в работе, но и их расположение на временной шкале трудовой карьеры. Это связано с тем, что "стоимость" пенсионных взносов зависит не только от их фактической величины, но и от времени взноса (об этом более подробно см. ниже).

Для наиболее правдоподобного расположения отпусков по уходу за ребенком на временной шкале, мы использовали данные демографической статистики о средних интервалах между последовательными рождениями детей соседних очередностей в зависимости от общего числа рождений у женщины (интергенетические интервалы, см. табл. 2.1) и данные о среднем возрасте женщины при рождении ею первого ребенка. При моделировании мы использовали эти данные, округленные с точностью до одного года. Таким образом, в расчетах использовались следующие возраста женщины при рождении ею детей и периоды отпусков по уходу за ними: 1-й ребенок - возраст матери 23 года, отпуск по уходу с 23 до 26 лет; 2-й ребенок в 27 лет, отпуск с 27 до 30 лет; 3-й ребенок в 30 лет, отпуск с 30 до 33 лет. Эти данные удовлетворительно согласуются с данными государственной статистики (2), в соответствии с которыми средний возраст женщин родивших первого ребенка в 1992 г. составлял 22,6 года, а второго - 26,6 лет. Для женщин, окончивших аспирантуру, использовались периоды рождения детей со сдвигом на один год в более старшие возраста.

Здесь следует отметить условность сделанных предположений, однако введены они были вполне осознанно. Поскольку нас интересовали максимально возможные потери пенсионных накоплений от перерывов в трудовой деятельности, то это соответствует ситуации, в которой изучаемые перерывы не имеют пересечений. Еще одним допущением модели является то, что в перерывах в трудовой жизни женщины, обусловленных рождением и воспитанием детей, мы не учитывали времени предродового декретного отпуска равного 70 дням.

Таблица 2.1. Интергенетический интервал в зависимости от
общего числа рождений у женщин (3)

Общее число рождений

Интергенетический интервал (мес.) между

1-м и 2-м ребенком

2-м и 3-м ребенком

3-м и 4-м ребенком

4-м и 5-м ребенком

В среднем

2

49,9

-

-

-

49,9

3

37,3

49,3

-

-

42,8

4

32,3

38,9

49,2

-

39,6

5

29,4

34,0

35,3

44,3

35,3

Все исследуемые в работе перерывы в страховом стаже приведены на следующей схеме (см. рис. 2.1). Заметим, что на схеме приведены перерывы, связанные с досрочной пенсией в 5 и 10 лет, о которых будет идти речь в главе 5 "Профессиональные пенсии".

ЗАРАБОТНАЯ ПЛАТА И ПЕНСИОННЫЕ НАКОПЛЕНИЯ

Несмотря на то, что зависимость уровня оплаты труда работника от его пола, уровня образования и др. факторов является корреляционной, в данной работе история заработной платы мужчин и женщин описывалась в виде функциональной зависимости с учетом ее дифференциации:

  • по признаку пола;
  • по уровню образования;
  • по успешности заработной карьеры.

Одна из основных проблем, с которой пришлось столкнуться при моделировании процесса пенсионных накоплений, заключалась в отсутствии каких-либо российских данных, характеризующих историю заработной платы работников (то есть данных, которые характеризовали бы тенденции изменения заработной платы работников, принадлежащих различным социально-демографическим или социально-профессиональным группам, в течение их трудовой биографии). Поэтому для реконструирования необходимых зависимостей мы рассмотрели два типа информации:

Возраст

Мужчины

Женщины

 

 

 

 

 

 

 

 

 

17

 

Техникум

Институт

Институт

 

Техникум

Институт

Институт

18

Армия

 

19

 

 

 

20

 

Армия

 

 

21

 

 

 

22

 

 

 

Аспирантура

 

 

 

Аспиран-тура

23

 

 

Армия

Отпуск по уходу за 1 ребенком

Отпуск по уходу за 1 ребенком

Отпуск по уходу за 1 ребенком

24

 

 

25

 

 

 

 

 

26

 

 

 

Армия

 

 

 

Отпуск по уходу за 1 ребенком

27

 

 

 

Отпуск по уходу за 2 ребенком

28

 

 

 

 

29

 

 

 

 

 

30

 

 

 

 

Отпуск по уходу за 3 ребенком

 

Отпуск по уходу за 2 ребенком

31

 

 

 

 

Отпуск по уходу за 3 ребенком

32

 

 

 

 

33

 

 

 

 

 

 

 

34

 

 

 

 

 

 

 

Отпуск по уходу за 3 ребенком

35

 

 

 

 

 

 

 

36

 

 

 

 

 

 

 

37

 

 

 

 

 

 

 

 

38

 

 

 

 

 

 

 

 

...

 

 

 

 

 

 

 

 

49

 

 

 

 

 

 

 

 

50

Досрочный отпуск 10 лет

51

52

53

54

55

Досрочный отпуск 5 и 10 лет

56

57

58

59

Рис.2.1. Схема возможных перерывов в трудовой деятельности.

  • данные социологических обследований о зависимости заработной платы от пола, возраста и уровня образования работника, считая, что эти данные отражают "карьерный" рост заработной платы;
  • данные, характеризующие изменения часовой тарифной ставки заработной платы, в зависимости от календарного года, считая, что они отражают инфляционный рост заработной платы.

На первой стадии построения модели планировалось использовать только российские данные социологического обследования, характеризующие эту зависимость. Однако информация, полученная в ходе опроса "среднего российского города" Рыбинска (подробнее об этом опросе см. ниже) показала, что существующие сегодня зависимости имеют, мягко говоря, определенные особенности, проецировать которые в будущее скорее всего нецелесообразно.

Обратимся к данным социологического опроса населения г. Рыбинска. Прежде всего, следует отметить, что разброс размеров заработной платы оказался очень высоким, а зависимость от возраста недостаточно яркой. Это наглядно иллюстрирует табл. 2.2, где в качестве примера приведено распределение заработной платы мужчин со средним образованием в зависимости от возраста. Аналогичная картина наблюдается и для других социально-демографических групп населения, рассматриваемых в данной работе. Однако, если обратиться к анализу зависимостей условных математических ожиданий заработной платы от возраста, уровня образования и пола опрошенных работников и аппроксимирующих их кривых, приведенных на рис. 2.2, то можно все-таки выявить определенные закономерности.

Рис. 2.2. Зависимость заработной платы от
уровня образования и пола работника (4)

 

А) Мужчины, среднее образование

Г) Женщины, среднее образование

Б) Мужчины, незаконченное высшее образование

Д) Женщины, незаконченное высшее образование

В) Мужчины, высшее образование

Е) Женщины, высшее образование

 

В качестве аппроксимирующей кривой для этих зависимостей использовался полином второй степени. Такой выбор не случаен, а связан с тем, что кривые подобного типа удовлетворительно аппроксимирует аналогичные зарубежные данные, например, см. рис. 2.3.

Анализ данных, представленных на рис. 2.2 показывает, что с определенными оговорками можно говорить о существовании прямой зависимости уровня заработной платы от уровня образования, как у мужчин, так и у женщин.

Как видно из представленных рисунков, уровень заработной платы женщин на 30-40% ниже уровня заработной платы мужчин в любом (равном) возрасте, при любом (равном) уровне образования. Исключение составляют женщины с высшим образованием в возрасте 20-25 лет. На этом собственно и заканчивается "похожесть" российских и зарубежных зависимостей.

Таблица 2.2. Распределение заработной платы мужчин со средним образованием в зависимости от возраста, % к общему числу опрошенных

Зарплата тыс.руб.

Возраст, лет

Всего

15-20

20-24

25-29

30-34

35-39

40-44

45-49

50-54

55-60

100

1,79

4,02

1,79

7,14

7,14

5,36

5,80

3,57

5,80

42,41

200

-

-

1,34

-

0,89

0,45

0,45

0,45

1,34

4,91

300

0,45

1,79

0,89

0,45

0,89

1,34

0,45

0,89

1,79

8,93

400

-

0,89

2,23

1,34

0,89

0,89

0,89

2,23

1,79

11,16

500

-

2,68

1,79

1,34

2,68

2,68

3,57

0,89

0,89

16,52

600

-

0,89

0,45

0,45

-

1,34

-

0,45

0,89

4,46

700

-

-

0,89

-

0,89

-

1,34

0,45

0,45

4,02

800

-

-

0,45

-

-

0,45

-

-

-

0,89

900

-

-

0,89

0,45

-

-

0,45

-

-

1,79

1000

-

-

0,89

-

0,45

-

-

-

-

1,34

1100

-

-

0,89

0,89

0,45

-

1,34

-

-

3,57

Всего

2,23

10,27

12,50

12,05

14,29

12,50

14,29

8,93

12,95

100,00

Особенностью российских данных является их "двугорбость". Первый пик заработной платы и у мужчин и у женщин приходится на возраст 27-37 лет, второй - на 47-50 лет. Резкое падение уровня заработной платы приходится в основном на возраст 42 года (±2 года). Природа выявленных особенностей требует специального изучения, выходящего за рамки настоящей работы.

Кроме того, в отличие от зарубежных данных, аппроксимирующие кривые, представленные на рис. 2.2 имеют ярко выраженную выпуклость, причем максимальные значения (средние возраста) и значения в конце трудовой карьеры (предпенсионные возраста) различаются в 2-3 раза. Наиболее неблагоприятны траектории изменения заработной платы характерны для мужчин (с любым уровнем образования) и для женщин с высшим образованием. Именно у них наблюдается резкое падение заработной платы во второй половине трудовой карьеры. С большой долей уверенности можно утверждать, что эти особенности современных российских зависимостей заработной платы от возраста работника обусловлены переходным периодом в экономике (сложностью адаптации к новым экономическим условиям для лиц среднего и пожилого возраста, ростом безработицы, усилением дискриминации работников по признаку их возраста и пр.).

Рис. 2.3. Зависимость заработной платы от
уровня образования и пола работника (5)

А) Мужчины, среднее образование

Г) Женщины, среднее образование

Б) Мужчины, незаконченное высшее образование

Д) Женщины, незаконченное высшее образование

В) Мужчины, высшее образование

Е) Женщины, высшее образование

Траектории изменения заработной платы, подобные российским, нетипичны в мировой практике. В экономически развитых странах при проведении актуарных расчетов даже принято прогнозировать заработную плату работника исходя из предположения о ее непрерывном, хотя и замедляющемся во времени росте. Например, используют ломаную линию следующего вида: в первой трети карьеры рост заработной платы составляет 5% в год, во второй - 3%, а в последней - 1%.

Поскольку действие новой накопительной пенсионной системы будет происходить в будущем и, предположительно, в более благоприятных экономических условиях, то выявленные российские особенности заработной платы должны измениться и зависимость заработной платы от уровня образования, пола и возраста работника приблизиться к зависимостям, характерным для стран с развитой рыночной экономикой (см., например, рис. 2.3). Именно поэтому в своих расчетах мы использовали упрощенную модель изменения заработной платы в процессе трудовой деятельности работника. В ее основу были положены зависимости уровня образования и заработной платы, полученные по данным социологических опросов в США (6), а также отношение среднего уровня заработной платы мужчин и женщин, определенное по данным российской государственной статистики (см. табл. 2.3). При этом траектория самой заработной платы аппроксимировалась прямой линией, а ее угол наклона определял интенсивность карьерного роста заработной платы работника.

Таблица 2.3 Значения коэффициента изменения заработной платы работника в зависимости от уровня образования и пола

Образование

Коэффициент

Мужчины

Женщины

Среднее

1,00

0,70

Незаконченное высшее

1,18

0,88

Высшее

1,60

1,13

Аспирантура

1,77

1,36

В международной практике при проведении долгосрочных актуарных расчетов принято считать, что инфляционный рост заработной платы аппроксимируется показательной функцией. Справедливость этого предположения убедительно подтверждают данные изменения среднечасовой ставки заработной платы в США за последние 80 лет (см. рис. 2.4).


Рис. 2.4. Динамика среднечасовой ставки заработной платы (США в 1910-1990 гг.)

В нашей работе при моделировании предполагалось, что процентная ставка пенсионного взноса работника в течение его трудовой жизни остается неизменной, поэтому история заработной платы работника и история его пенсионных взносов описываются одной зависимостью (с точностью до постоянного множителя, который не влияет на отношение пенсионных выплат рассматриваемых социально-демографических групп). Поэтому в дальнейшем мы не делали различий между пенсионными взносами и заработной платой, но это не приводит к недоразумениям.

На основе этой информации и была построена модель истории заработной платы работников, различающихся социально-демографическими характеристиками. Ниже приведена соответствующая формула

,            (2.4)

где K - коэффициент изменения заработной платы работника в зависимости от уровня образования и пола (см. табл. 2.3); второй сомножитель характеризует рост заработной платы работника вследствие его карьеры, а третий сомножитель - инфляционный рост заработной платы.

Расчеты проводились для трех значений параметра Cn* : Cn* = 1 - пессимистический вариант карьеры; Cn* = 2 - ожидаемый и Cn* = 3 - оптимистический вариант. Результаты расчетов приведены на рис. 2.5. Полученные кривые отражают относительный рост заработной платы (пенсионных взносов) работника в процессе его трудовой жизни. Другими словами пессимистический вариант карьеры (Cn* = 1) означает, что рост заработной платы работника в течение трудовой жизни происходит исключительно за счет инфляционных процессов. Как видно из рис. 2.5, за период трудовой деятельности только за счет действия этого фактора заработная плата возрастет более, чем в 5 раз. Если сравнить эту цифру с данными рис. 2.4, то можно сделать вывод о том, что сделанные в наших расчетах предположения об уровне инфляции удовлетворительно согласуются с данными, характеризующими инфляционный рост заработной платы в США за последние 80 лет.

В двух других вариантах (при Cn* = 2 и Cn* = 3), рост заработной платы работника происходит под воздействие двух факторов: инфляции и его восходящей карьеры. Оптимистический вариант предполагает, что только за счет карьеры работник увеличит свою начальную заработную плату в 3 раза. Для "среднего" варианта карьеры этот показатель равен 2.


Рис. 2.5. Заработная плата работника, отнормированная по его первой заработной плате

На данном этапе исследования предполагалось, что в периоды общественно-полезных перерывов в трудовой деятельности, когда заработная плата на предприятии работнику не начисляется и пенсионные взносы, соответственно, не производятся, значения принимаются равными нулю. Иными словами предполагается, что в эти периоды никаких других "пенсионных" компенсаций также не производится.

ПЕНСИОННЫЕ ВЫПЛАТЫ

Вторая фаза процесса пенсионного обеспечения связана с расчетом и осуществлением пенсионных выплат. При моделировании предполагалось, что реальный размер пенсии постоянный, то есть предусматривалась индексация пенсионных выплат в соответствии с темпом инфляции по следующей формуле

.            (2.5)

Теперь, воспользовавшись уравнением (2.3) и выражениями (2.1), (2.2), (2.4) и (2.5), определим величину первой пенсионной выплаты

,            (2.6)

Формула (2.6) отражает расчеты пенсионных выплат для пенсионной системы, построенной исключительно на накопительном принципе, без каких-либо перераспределений пенсионных накоплений между участниками. Именно поэтому она позволяет наиболее выпукло отразить влияние общественно полезных перерывов в трудовой деятельности работника и существующей гендерной асимметрии в сфере занятости на размеры будущих пенсионных выплат у различных социально-демографических групп.

Следует отметить, что при расчете пенсионных выплат необходимо сделать предположения относительно остаточной ожидаемой продолжительности жизни представителей исследуемых социально-демографических групп населения. В мировой практике такого рода предположения обычно делаются на основе страховой статистики, собираемой в процессе работы пенсионного фонда. Однако в социалистической России страховая статистика не собиралась, а потому необходимые предположения будем делать, используя популяционную статистику.

Переходный период, тяжелое экономическое положение и ряд др. факторов привели к тому, что сегодня ожидаемая продолжительность жизни очень низкая, особенно у мужчин. Но будем надеяться, что она не останется такой и в будущем. Поэтому при расчетах мы использовали популяционные таблицы смертности 1984-85 гг., то есть периода, когда в России наблюдалась максимальная ожидаемая при рождении продолжительность жизни. Смысл такого предположения весьма прост: если в стране произойдет экономическая и социальная стабилизация экономики, то есть основания предполагать, что и здоровье и смертность населения будут, по крайней мере, не хуже, чем в те "стабильные" периоды. В противном случае наши расчеты могут и не понадобиться.

Строго говоря, применение данных популяционной статистики для проведения актуарных расчетах не всегда допустимо. Но мы пошли на это вынуждено, поскольку в стране на сегодняшний день необходимая информация просто отсутствует. Однако это совершенно не означает, что подобная ситуация может существовать и в будущем. Сбор страховой статистики крайне необходим не только Государственному Пенсионному фонду, но и НПФ и страховым компаниям, осуществляющим личное страхование. Некоторым проблемам организации сбора страховой статистики в РФ посвящена глава 6 настоящей книги.

ИНФОРМАЦИОННАЯ БАЗА ИССЛЕДОВАНИЯ И ДОПУЩЕНИЯ МОДЕЛИ

В качестве информационной базы этой части исследования использовались данные:

  • государственной экономической, социальной и демографической статистики, а также статистики труда;
  • RLMS - Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения, проведенного Центром народонаселения Университета Северной Каролины (США), Институтом социологии РАН и Институтом питания РАМН;
  • социологического опроса, проведенного МЦГИ в 1997 г. в г. Рыбинске при финансовой поддержке фонда Дж. и К. МакАртуров (7);
  • зарубежной актуарной статистики и статистики труда.

На основе анализа этой информации для ряда параметров модели были определены их расчетные значения, для других - только диапазон их возможного изменения, в котором варьировались значения этих параметров в процессе моделирования (см. табл. 2.4).

Таблица 2.4. Используемые для расчета значения основных параметров модели

N

Параметр

Значения

1

Пол

Мужской, женский

2

Образование

Средняя школа, техникум, институт, аспирантура

3

Количество детей

Нет, один, два, три

4

Служба в армии

Нет, два года

5

Карьера

Пессимистическая, ожидаемая, оптимистическая

6

Инвестиционный доход

6%

7

Инфляция

4%

Расчеты проводились на примере одной возрастной когорты, весь трудовой путь которой будет проходить в период функционирования накопительной системы, то есть на примере тех, кто вступит в трудовую деятельность после 2000 года. Это связано с тем, что лица более старших возрастов будут участвовать в новой пенсионной системе по особым правилам переходного периода.

Все расчеты проводились исходя из предположения о равном для мужчин и женщин возрасте выхода на пенсию - 60 лет, поскольку для выбранной возрастной когорты к моменту выхода на пенсию будет завершен период поэтапного повышения пенсионного возраста для женщин, предусмотренный Программой пенсионной реформы.

При расчетах размеров пенсий использовались российские таблицы смертности за 1984-85 гг., то есть за те годы, когда ожидаемая продолжительность жизни была максимальной. Такой подход принят в мировой практике при проведении актуарных расчетов, поскольку позволяет получить наиболее консервативные оценки.

Еще одно допущение, причем, как показывают научные исследования, вполне правдоподобное, стабильность гендерных ролей и стереотипов в российском обществе и стабильность законодательных рамок, в которых мужчины и женщины проигрывают свои трудовые и семейные роли.


1 С 2003 года пенсионный возраст женщин будет 60 лет. (Вернуться)
2 Денисов Б. Значение первого интергенетического интервала для планирования семьи .- В кн.: Семья, гендер, культура. М.: Ин-т этнологии и антропологии РАН, 1997. (Вернуться)
3 По данным выборочного обследования женщин СССР в возрасте 50-69 лет, состоящих к моменту обследования в первом браке, 1960 год. (Вернуться)
4 По данным социологического опроса, проведенного МЦГИ в 1997 году в г. Рыбинске. (Вернуться)
5 U.S. Bureau of the Census, Current Population Reports, Series P-60, no. 174 (August 1991).
(Вернуться)
6 Эренберг Р.Дж., Смит Р.С. Современная экономика труда. Теория и государственная политика. М.: Изд-во МГУ, 1996. с.335-336. (Вернуться)
7 Опрос проводился по репрезентативной выборке и охватил взрослое население города в возрасте от 18 до 60 лет, число опрошенных 900 человек. (Вернуться


смотреть комментарии (0)

Содержание 

Введение 

Реформа пенсионной системы: причины и направления 

Модель формирования пенсионных накоплений и пенсионных выплат 

Пенсионные накопления 

Пенсионные выплаты 

Профессиональные пенсии 

Информационное обеспечение пенсионной реформы 

Исследования гендерных пенсионных систем за рубежом 

Заключение 

Литература 

Разработка сайта:
Студия "Креативика"
© IAAC 2007. Адрес: 125284, Москва, 1-й Хорошевский проезд, 3А
тел.: +7 (495) 653-15-38, +7 (495) 945-41-31,
e-mail: Chief@actuaries.ru
Rambler's Top100 Rambler's Top100 Страховой каталог INS.ORG.RU Яндекс цитирования Деловой портал СНГ - Бизнес в России, СНГ и за рубежом