BrozuraB.qxd
9.2.2006
13:29
Stránka 68
Cenová statistika a pojišťovnictví v České republice Alojz Nemeček MP-konzult, s. r. o., Hradec Králové
V roce 2000 provedl Český statistický úřad (ČSÚ) revizi cenových indexů v průmyslu a stavebnictví. Je to již třetí revize ČSÚ od zahájení velké transformace našeho hospodářství. Léta 1990 - 2004 jsou charakterizována konvergencí cen našich výrobců k cenám Evropy a celého světa. Z poslední revize průmyslových výrobců v roce 2000 (Kód publikace ČSÚ 0209-01) je dobré uvést příklad. Při výběru cenových reprezentantů ČSÚ postupoval v souladu s doporučením Metodiky průmyslových krátkodobých statistik EU. Výběr respondentů a cenových reprezentantů byl proveden tak, aby dosáhl uvnitř čtyřmístných tříd SKP pokrytí domácích prodejů minimálně ve výši 40 %. Z uvedeného příkladu je patrné, že výstupy cenové statistiky s vysokou pravděpodobností objektivně charakterizují vývoj cen v produkční oblasti ČR. Důležitým údajem cenové statistiky je položka Standardní klasifikace produkce (SKP). Podle členění SKP je vedena ČSÚ cenová statistika ve stavebnictví a průmyslu. Ve stavebnictví je to cenová statistika podle Klasifikace stavebních děl (KSD), od roku 2004 Klasifikace CZ-CC a v průmyslu podle sekce, subsekce, oddílů a skupin SKP. V článku budeme používat rozlišení oddíl, skupina SKP, sekce D – Výrobky zpracovatelského průmyslu. Cenová statistika staveb podle klasifikace KSD a CZ-CC je vedena v podrobném členění, počínaje rokem 1994 se čtvrtletní periodicitou. V průmyslu byly ČSÚ propočítány cenové indexy až k lednu 1990. Cenové indexy v průmyslu jsou sledovány měsíčně s rozlišením sekce, subsekce, oddíl, skupina SKP. Cenové indexy jsou vedeny jako bazické, kde základem pro srovnání cen u první komplexní revize v roce 1990 byly cenové indexy k základu 1. 1. 1989 = 100. Druhá revize změnila bázi na prosinec 1993 = 100 a průměr roku 1994 = 100. Revize v roku 2000 změnila základní období na prosinec 1999 = 100 a průměr roku 2000 = 100. Cenové indexy jsou vypočítávány na základě cen z výběrových souborů reprezentantů. Zpravodajské jednotky provádí agregací jednoduchých indexů cen reprezentantů do úhrnů, pomocí Laspeyresova vzorce v modifikované podobě. Uvedeme si jednu z možností používání cenových indexů. V tabulce 1 máme průměrný cenový index průmyslu ČR za celé období transformace našeho národního hospodářství.
68
BrozuraB.qxd
9.2.2006
13:29
Stránka 69
Tab. 1 Indexy cen průmyslových výrobců
* Průměr 2000=100
Tab. 1 pokračování
* Průměr 2000=100
Cenový index CI2004/1990 = CI2004 /CI1990 = 107,7 / 35,3 = 3,05 udává, že ceny průmyslových výrobců jsou v roce 2004 v průměru 3,05 násobkem cen v roce 1990. Cena výrobku (označme PC jako pořizovací cena) vyrobeného v roce 1990 by byla v roce 2004 3,05 . PC, pokud je výrobek stejných parametrů na trhu. Nás budou zajímat výrobky s delší životností, podle Zákona o dani z příjmu definované jako dlouhodobý majetek (DM). Jedná se z pohledu statistiky o výrobky investiční povahy a zboží dlouhodobé spotřeby. Na místě je námitka, že průměrné ceny za odvětví průmyslu nelze pro oceňování konkrétních výrobků použít, protože vážený aritmetický průměr je dobrá charakteristika pro celkový pohled na cenový vývoj, nikoliv však pro konkrétní výrobky. Navíc cenový průměr výrobců je zatížen vlivem oddílů a skupin SKP, kde není produkován DM. Použijemeli jemnější rozlišení cenových indexů, a to na oddíly a skupiny SKP výrobců DM, dostáváme cenové indexy výrazně přesnější. Jako příklad ilustrace si uvedeme skupiny SKP s nejmenším a největším cenovým indexem CI2004/1990. Je to skupina SKP 283 – parní kotle s CI = 1,723 a skupina SKP 312 – elektrická rozvodná a spínací zařízení s CI = 5,592. Variační rozpětí (1,723; 5,592) cenového inflačního koeficientu CI naznačuje značné cenové rozdíly v rámci skupin SKP. Značné rozdíly u cenových indexů výrobců DM nás vedou k provedení jednoduchého statistického pozorování. Do výběru byly převzaty cenové indexy výrobců DM, celkem 32 skupin SKP. Z časové řady indexů (průměr 2000 = 100) byly vybrány cenové indexy CI12-1994/1-1990, CI12-2004/1-1995 a CI12-2004/1-1990, tj. celkem 96 hodnot. Zajímá nás, jak se měnily ceny v období 1990 – 1994, 1995 – 2004 a celkem 1990 – 2004.
1/2OO6
69
BrozuraB.qxd
9.2.2006
13:30
Stránka 70
Tab. 2 Indexy cen vybraných skupin SKP zpracovatelského průmyslu
Výsledky pozorování jsme vložili do tabulky 3. Tab. 3 Míry variability vybraných skupin SKP zpracovatelského průmyslu
70
BrozuraB.qxd
9.2.2006
13:30
Stránka 71
Poznatky z uvedeného pozorování • • •
•
Víc než polovina hodnot cenových indexů leží v intervalech 2,462±0,618; 1,303±0,18; 3,257±0,85 podle jednotlivých období ze sloupce 1. Několikanásobně vyšší hodnoty variačního rozpětí, směrodatné odchylky (míry variability sloupce 4, 5) u období 1990 – 1994 a 1990 – 2004 než u období 1995 – 2004. Variabilitu cenových indexů v období 1990 – 2004 podstatně ovlivňuje vývoj cenových indexů v období 1990 – 1994. Vývoj cenových indexů podle skupin SKP v období 1990 – 1994 nebyl vůbec rovnoměrný. Cenový vývoj ve stavebnictví v období 1994 – 2001 v rámci KSD má výrazně nižší míru variability, než je tomu u průmyslu. Podrobnou analýzu jsme neprováděli.
Z uvedených poznatků je nutné vysvětlit účel provedeného pozorování. Dostáváme se k podstatě naší analýzy. Když k údaji SKP připojíme údaje, jako pořizovací cena a datum pořízení, můžeme s použitím cenových indexů získat podklady pro odhad reprodukční nové hodnoty stroje, zařízení v současnosti. Lze odhadnout cenu stroje-zařízení v současnosti, které bylo pořízeno v libovolném časovém intervalu 1990 – 2004. Je to přirozeně odhad, ale odhad vycházející z reálné cenové statistiky, kterou nám ČSÚ jako státní orgán poskytuje. Je pro nás překvapením, když na doporučení České asociace pojišťoven je pro odhad nové hodnoty strojů a zařízení používán na celém pojistném trhu v celé České republice následující chybný cenový výpočet: • •
Pro období 1990 – 1994 je používán cenový index za celý průmysl, včetně vlivu nezpracovatelských odvětví a zpracovatelských odvětví neprodukujících DM. Od roku 1995 jsou užívány jako navazující cenové indexy oddílů SKP. Zde není zohledněna skutečnost, že cenové indexy skupin SKP mají v rámci oddílu značnou míru variability.
Lídr pojistného trhu v ČR, Česká pojišťovna, používá pro odhad nové hodnoty strojů průměrný cenový index za průmysl. Toto svoje statistické „know–how“ vnucuje celému pojistnému trhu. Na pojistném trhu platí nepsané pravidlo, že pojišťovnami je tolerováno podpojištění majetku do 10 %. Hodnoty směrodatné odchylky ukazují, že užitím průměrného cenového indexu za průmysl toho nelze dosáhnout. Navíc různorodost majetku společností může způsobit, že se v odhadech dostaneme až na úroveň mezních hodnot variačního rozpětí. Používání jedné hodnoty cenového indexu, cenového indexu za celý průmysl místo použití cenových indexů skupin SKP (cenových indexů s velkou variabilitou v období 1990 – 1994) je nepochopení principu ekonomické statistiky. Zde je na místě malá exkurze do evidence investičního majetku u podnikatelských subjektů. Majetek zařazujeme do evidence a účetní rozvahy v pořizovacích cenách a v průběhu jeho užívání se tato hodnota nemění. Každý rok musí podnikatelské subjekty určovat novou hodnotu svého majetku pro potřeby pojištění a tato hodnota není součástí evidence a účetnictví. 1/2OO6
71
BrozuraB.qxd
9.2.2006
13:30
Stránka 72
Provést přepočet hodnoty majetku je povinností toho, kdo se pojišťuje. Pro výpočet nové a časové hodnoty majetku jsou v evidenci majetku potřebné údaje. Podle Zákona o dani z příjmu jsou podnikatelské subjekty povinny zařazovat dlouhodobý majetek do daňových odpisových skupin (DOS). Zařazení do DOS se provádí podle údaje SKP. Příloha Zákona o dani z příjmu „Třídění hmotného a nehmotného majetku do odpisových skupin“ obsahuje zařazení majetku do DOS podle hodnoty SKP. Pohled na uvedenou přílohu ukazuje, že je vždy nutné uvést minimálně tři znaky SKP, a to je v článku často uváděna skupina SKP. Hodnoty, jako pořizovací cena majetku a datum zařazení nové investice do užívání, jsou součástí evidence majetku. S použitím cenových indexů ČSÚ lze objektivně odhadnout novou hodnotu pojišťovaného majetku. Je to možné dokonce i bez nákladné spoluúčasti cenových odhadců a znalců. Ti, kteří pojišťují svůj investiční majetek, si mnohdy neuvědomují rizika špatného odhadu hodnoty majetku. Porovnání odhadu nové hodnoty majetku a skutečnosti obvykle probíhá při likvidaci pojistné události. Velký rozdíl mezi hodnotou majetku, který je uveden v pojistné smlouvě, a skutečnou náhradou, může vést někdy i k existenčnímu ohrožení pojištěného. Pojišťovny na našem trhu, bez výjimky, využívají služeb zahraničních zajišťoven. Rizika nad určité finanční limity převádějí pojišťovny za úplatu na zajišťovny. Hodnota maximální možné škody na majetku pojištěného je součástí kvantifikace rizika, kterou předkládá pojišťovna zajišťovně. V případě špatného odhadu hodnoty pojišťovaného majetku se vystavuje riziku nejen pojištěný, ale dokonce i pojišťovna. V mezním případě může být toto riziko pro pojištěného dokonce likvidační.
Literatura [1] Seger, J., Hindls, R. Hronová, S.: Statistika v hospodářství, ETC, 1998 [2] Hindls, R., Hronová, S., Novák, I.: Analýza dat v manažerském rozhodování, Grada, 1999 [3] ČSÚ, Kód publikace 0714-5.: Indexy cen průmyslových výrobců – revize 1994, ČSÚ, Praha, 1995 [4] ČSÚ, Kód publikace 0209-01.: Indexy cen průmyslových výrobců – revize 2000, ČSÚ, Praha, 2001 [5] ČSÚ, Kód publikace 0205-01.: Indexy cen stavebních prací a stavebních objektů – revize 2000, ČSÚ, Praha, 2001 [6] ČSÚ, Kód publikace 7004-01, 02, 03, 04.: Indexy cen průmyslových výrobců, ČSÚ, Praha, 2001 – 2004
Alojz Nemeček, MP-konzult, s. r. o., Formánkova 430, 500 11 Hradec Králové, e-mail:
[email protected]
72
BrozuraB.qxd
9.2.2006
13:30
Stránka 73
Abstract The author of this article describes the application of industrial price statistics in the insurance sector. He is critical towards the incorrect use of price statistics in this sector. The Czech Statistical Office has made three revisions of industrial and construction prices since 1990. It is possible to arrange price indices into time series by the same base and to complete the data according to statistical price periodicals. By combining the price databases with outputs from property registration projects it is possible to objectively determine the value of property for insurance purposes. This can be achieved if IT is used. Key words: producer prices; construction prices, CZ-CPA – Classification of Products by Activity, price index; valuation for insurance purposes; property price estimates; underinsurance.
1/2OO6
73
