1896 / 233 p. 16 (Deutscher Reichsanzeiger, Wed, 30 Sep 1896 18:00:01 GMT) scan diff

die Altersrenten der Lohnklasse I niedriger als die Invalidenrenten sind und erst gegen Schluß der Periode die letzteren den Altersrenten der Lohnklasse II gleich werden. Es würde somit höchstens an⸗ zunehmen sein, daß diejenigen invalid werdenden Altersrentenempfänger, welche die Altersrente der Lohnklasse I beziehen, das sind nach der vom Rechnungsbureau aufgemachten Altersrentenstatistik rund 50 % der Gesammtzahl der Altersrentenempfänger, Invalidenrente beantragen werden. Weiterhin kommt noch hinzu, daß der Kapitalwerth der Invalidenrenten für die in Frage kommenden hohen Altersjahre im urchschnitt wesentlich niedriger als der durchschnittliche Kapitalwerth der Invalidenrente für sämmtliche Altersjahre ist und nur etwa 65 % eesselben beträgt. Im Gesammteffekt würde somit eine durchschnittliche Erhöhung der Belastung in der ersten Periode von 34 0,25-0,80·0,65 = 2,7025 % zu erwarten sein, wenn alle invalid werdenden Altersrentenempfänger der Lohnklasse I Anspruch auf Invalidenrente erheben würden. Die Erfahrung zeigt -J. . daß bisher nur in ganz geringer Anzahl von diesem Recht Gebrauch gemacht wird, wozu der Umstand wesentlich beitragen mag, daß sehr viele Altersrentenempfänger von dem ihnen zustehenden Recht keine Kenntniß haben. Bei den 1892 und 1893 eginnenden Renten beträgt die Zahl der Umwandlungen rund 3 % der an Personen unter 70 Jahren bewilligten Invalidenrenten, sodaß, hiernach beurtheilt, die Erhöhung der Belastung kaum 3.0,25 -0,65 = 0,4875 % der berechneten Belastung durch Inpalidenrenten betragen würde. Es erhellt aus dem Vorstehenden, daß man die durch Umwandlung von Altersrenten in Invalidenrenten in der ersten Periode herbeigeführte Erhöhung der Belastung, ohne die Sicherheit der Rechnung zu ge⸗ fährden, außer Betracht lassen darf. 8 12 Die numerische Berechnung der Werthe ras ⸗J. R12 und a.J. iR2 t in den Spalten 6 und 7 der Tabelle 1X erfolgt.

Höhe der alljährlich fälligen Rentenzahlungen und Kapitalwerth der laufenden Renten.

1 Die von den einzelnen Versicherungsanstalten den Postverwaltungen zu erstattenden Rentenzahlungen werden gemäß § a. a. O. all⸗ ährlich durch das Rechnungsbureau festgestellt. Bei den vorliegenden Berechnungen konnten die Ergebnisse dieser Feststellungen für die Jahre 1891 bis 1894, welche durch die „Amtlichen Nachrichten“ des Reichs⸗Versicherungsamts aujährlich veröffentlicht sind, Verwendung finden. Für die folgenden Jahre ist zunächst für die Gesammtheit der Versicherungsanstalten und zugelassenen besonderen Kasseneinrichtungen auf Grund der bisherigen Erfahrungen berechnet worden, wie sich die insgesammt sowohl für Invaliden⸗ als auch für Altersrenten auf⸗ ee Zahlungen ohne Reichszuschuß voraussichtlich stellen werden. Bezeichnet man nun mit 12, die auf Anweisung der Versicherungsanstalt x im Jahre y von der Post voraussichtlich zu zahlenden Invalidenrenten ohne Reichszuschuß und mit 22. die in gleicher Weise voraussichtlich zu zahlenden Alters⸗ renten, sodaß 16“

1I“ 8

“] 8

die überhaupt auf Anweisung aller Anstalten voraussichtlich zu zahlen⸗ den Rentenbeträge ohne Reichszuschuß darstellt, und ist iK, der Kapitalwerth der von der Anstalt x festgesetzten, im Jahre y laufenden Invalidenrenten und eaagh „K, der Kapitalwerth der gleichartigen laufenden Altersrenten,

so läßt sich der Werth 32, angenähert aus der Formel ermitteln

16. und ebenso

8 Sind an der Hand dieser Formeln für das Jahr 1895 für jede

Anstalt die Zahlungen 12 und *2. für die vorhergehenden Jahre sind die Zahlungen durch die Abrechnung des Rechnungsbureaus 92 g. a. O.) festgelegt festgestellt und bezeichnet „K, bezw. 38Kx den Kapitalwerth des Leee im Jahre 1896, so ergiebt sich zu⸗ nächst als Kapitalwerth der im Jahre 1896 laufenden Renten der Versicherungsanstalt X 1 für Invalidenrenten 18

und für Altersrenten 6

ö ““ *“

Durch Anwendung der Formeln 16 lassen sich dann wieder die Renten⸗ zahlungen 8.4 und 982zʒ für das Jahr 1896 bei jeder Anstalt be⸗ stimmen. In derselben Weise ist für die egee; Jahre zu ver⸗ fahren; man erhält alsdann sowohl die Fes ungen der einzelnen Jahre als auch die Kapitalwerthe der laufenden Renten. Für das Jahr 1895 ist dabei der Kapitalwerth in derselben Weise aus den Ergebnissen der Vorjahre ermittelt. Von der Wiedergabe der bei Ausführung dieser Rechnungen entstandenen umfangreichen Tabellen ist Abstand genommen, zumal die Hauptergebnisse in den weiterhin folgenden Tabellen mitgetheilt werden.

Aus den Formeln 16 und 17 folgt als Deckungskapital der beim 8 eines Jahres laufenden Renten der Versicherungsanstalt x z. B. beim Beginn des Jahres 1896 1“

für Invalidenrenten c 1z (osK, 2) 8 ltersrenten (K.—

Das am Schlusse eines jeden Jahres bei einer Versicherungsanstalt vorhandene Vermögen erhält man, indem man die Differenz zwischen Einnahmen und Ausgaben im Laufe des Jahres zu dem am Anfang des Jahres vorhanden gewesenen Vermoöͤgensbestande zufügt.

ür den Schluß der Jahre 1891 bis 1894 ist das bei jeder Anstalt vorhandene Vermögen durch die Rechnungsabschlüsse der Anstalten bereits festgestellt und durch die a. a. O. bezeichneten Uebersichten über die Geschäfts⸗ und Rechnungsergebnisse veröffentlicht. Ausgehend von dem hiernach für den 1. Januar 1895 festgestellten Vermögensbestand, soll in dem Nachstehenden der bei Beginn der folgenden Jahre voraussichtlich bei den einzelnen Anstalten vorhandene Vermögensbestand im einzelnen ermittelt werden,

Die Einnahmen der Versicherungsanstalten und zugelassenen besonderen Kasseneinrichtungen setzten sich im wesentlichen zusammen aus den Einnahmen aus Beitragen der Arbeitgeber und der Ver⸗ sicherten und aus den Zinserträgen der belegten Kapitalien. Die weiterhin in den Rechnungsabersichten nachgewiesenen Einnahmen aus Erstattungen von Rentenzahlungen kommen hier nicht in Betracht; dieselben betreffen unter anderem insbesondere Fabhlan gen aus solchen Renten, welche in höherer Instanz wieder aberkannt sind und die bei Berechnung der Aufwendungen ebenfalls außer Betracht bleiben, so⸗ mit im wesentlichen nur einen in Einnahme und Ausgabe der Ver⸗ sicherungsanstalt durchlaufenden Posten bilden. Auch die Einnahmen

*) Die wirklichen Zahlungen im Jahre 1895 waren zur Zeit der Aufmachung dieser Berechnungen noch nicht veröffentlicht.

aus Leespehenr und andere nicht vorgesehene Einnahmen fallen nicht ins Gewicht; man wird diese unvorhergesebenen Einnahmen ebenso wie die entsprechenden er. Ausgaben außer Ansatz lassen dürfen, zumal nach den bisherigen Erfahrungen die ersteren die letzteren überwiegen, die Resultate somit sich nicht ungünstiger ge⸗ stalten können. Die Beiträge der Arbeitgeber und der een werden den Versicherungsanstalten nicht direkt, sondern durch Vermittelung der Fev.ege zugeführt. Die letzteren führen die in einem onat vereinnahmten Beträge etwa gegen Mitte des nächstfolgenden Monats an die Versicherungsanstalten ab, so daß vom Schlusse dieses Monats ab eine zinsbare Verwerthtung der Beiträge angenommen Demnach würden die Beiträge

aus Januar spaäͤtestens zum 1. März,

hh 8 1. April . s. m.

zinsbar belegt werden können. Im Durchschnitt kann man somit als Beginn der Verzinsung der Beiträge einen um 1 ½ Monat über den Fälligkeitstermin hinaus liegenden Zeitpunkt ansehen, so daß die Einnahmen eines Jahres bis zum Jahresschluß anstatt durchschnittlich 6 nur 4 ½ Monate oder Jahr Zinsen tragen. Bezeichnet man die jährliche Einnahme aus Beiträgen der Ver⸗

sicherungsanstalt x im Jahre y mit „B., ist „V. das am 1. Januar

des Jahres y vorhandene Vermögen und q = L der Zinsfaktor, worin p der jährliche Zinsfuß ist, so berechnet sich die Einnahme aus

Beiträgen und Zinsen der Versicherungsanstalt x im Laufe des

Jahres y auf 1 19. „V. (q 1) +, B. 4 0.

Zur Vereinfachung der Rechnungen wird man indessen nicht die Gesammteinnahmen aus Beiträgen in Ansatz bringen, sondern nur den um die Verwaltungskosten und die Kosten des Heilverfahrens 12 a. g. O.) verminderten Betrag, und man wird dann diese Aus⸗ gaben auch bei den Aufwendungen außer Betracht lassen, da sie fort⸗ laufend der Verzinsung entzogen und nicht wie die Renten⸗ ꝛc. Zahlungen in fest bestimmten Zeitabschnitten fällig werden. Be⸗ zeichnet man mit »Ax die Aufwendungen für die Verwaltung und mit „Hr die Kosten des Heilverfahrens, so würde die Nettoeinnahme

der Versicherungsanstalt aus Beiträgen einschließlich Zinsen im

Laufe des Jahres y sich auf V. (4 1) †,. ,4 20. berechnen, wofür

8

V. . (4 1) V. Vas

gesetzt werden soll. .

Bezeichnet nun 22, die im Laufe des Jahres y von der Post zu

Lasten der Versicherungsanstalt x gezahlten Invaliden⸗ und Alters⸗

renten und „Ex die für Beitragserstattungen (§5 30, 31 a. a. O.)

verausgabten Beträge, so berechnet sich der Werth dieser Aufwendungen

mit Einschluß des durch Abführung des Betriebsfonds 93 a. a. O.) entstehenden Zinsverlustes zu Ende des Jahres x auf

1

CZ. +E.) Vqor. Somit ergiebt sich zur Berechnung des voraussichtlichen Ver⸗

mögensbestondes der Versicherungsanstalt x am Schlusse des Jahres y

oder zu Anfang des Jahres y + 1 die Formel 3 2

= zV. . V. Vqs 2. †. Eg): 16

Zur numerischen Auswerthung dieser Formel sind noch zu er⸗ mitteln die Werthe „Bz, „Ax, „H⸗, und „E.. Der Werth „2Z. ist bereits weiter oben unter I berechnet worden.

Die Einnahmen aus Beiträgen ‚Br werden zwar in den Jahren 1895 ff., wenn auch nur langsam, so doch voraussichtlich stetig steigen. Einerseits bewirkt die Vermehrung der Versicherten infolge der Bevölkerungszunahme eine Erhöhung der Einnahmen; andererseits wird, wie die Erfahrung zeigt, neben einer besseren Kon⸗ trole und der Einbeziehung weiterer Berufskreise in die Versicherung, mit der sich immer mehr Babhn brechenden Erkenntniß der Wohl⸗ thaten des Gesetzes auch das Bestreben immer stärker werden, Marken in genügender Anzahl und Höhe zu entrichten. Diese voraussichtliche Erhöhung der Einnahmen wird man aber schon im Interesse der Sicherheit der Rechnungen außer Betracht lassen müssen. Es soll deshalb angenommen werden,. daß die jährliche Einnahme aus Bei⸗ trägen „Br in den Jahren 1895 ff. nicht größer, sondern gleich ist den entsprechenden Rechnungsergebnissen für das Jahr 1894, und dasselbe 56 auch für die Verwaltungsaufwendungen „Ax angenommen werden

unen.

Die Kosten des Heilverfahrens »HUz können nach § 12 a. a. O. von der Versicherungsanstalt für einen erkrankten, der reichsgesetzlichen Krankenfürsorge nicht unterliegenden Versicherten in dem im Absatz 1 Ziffer 1 des Krankenversicherungsgesetzes bezeichneten Umfange übernommen werden, sofern als Folge der Krankheit Erwerbs⸗ unfäbigkeit zu besorgen ist, welche einen Anspruch auf reichsgesetzliche Invalidenrente begründet. Es hängt also lediglich von dem Ermessen einer jeden Versicherungsanstalt ab, ob sie diese Fürsorge übernehmen will. Misher ist von den einzelnen Vorständen sehr verschieden verfahren, zum theil von der gegebenen Befugniß gar kein Gebrauch gemacht worden, und es ist deshalb schwierig, diese Kosten zu veranschlagen. Nach den Rechnungsergebnissen der Versicherungsanstalten sind im Jahre 1894 für diesen Zweck insgesammt 362 773 78 veraus⸗ gabt worden. Hält man diesen Betrag mit der Zahl der Invaliden⸗ rentenfestsetzungen desselben Jahres zusammen, welche für die Versiche⸗ rungsanstalten 44 397 betragen, so würde auf jede Rentenfestsetzung 8 17 entfallen. Es ist wohl wahrscheinlich, daß die Auf⸗ wendungen für diesen weck künftig zunehmen werden. Man wird deshalb zweckmäßig diesen Betrag nach oben, etwa auf rund 10 ℳ, schon im Interesse der Sicherheit abrunden müssen.

Wie sich hiernach der Werth „V. = „B. „Ar H, ziffer⸗ mäßig gestaltet, ist in Spalte 2 bis 4 der Tabelle XIII angegeben.

Es sind nunmehr noch die für Beitragserstattungen vEr auf⸗ zuwendenden Beträge zu bestimmen. Nach §§ 30, 31 a. a. O. soll die Hälfte der für die Versicherten entrichteten Beiträge, wenn die 2 für mindestens fünf Beitragsjahre (235 Wochen) gezahlt sind, erstattet werden

a. an weibliche Personen, welche eine Ehe eingehen, bevor sie in

den Genuß einer Rente gelangt sind;

b. an die hinterbliebene Wittwe oder, falls eine solche nicht vor⸗

Panden ist, an die hinterlassenen ehelichen Kinder unter fünfzehn Jahren eines vor dem Eintritt in den Rentengenuß verstorbenen Versicherten.

Diese Bestimmungen sind erst Mitte 1895 in Wirksamkeit ge⸗ treten. Die bisherigen Erfahrungen über die Zahl der in Frage kommenden Fälle sind wenig zuverlässig, da sie durch Nachbewilligungen ebenso wie bei den Renten noch fortwährend beeinflußt werden dürften. Die Zahl der bisher gemeldeten Fälle, welche zur Beitragserstattung geführt haben, belief sich im III. Quartal 1895 auf 1358 Verheirathungsfälle und 573 Todesfälle, 5 IOC1“ 17 1ö1” 1896 10885 8 8338 BEW1“ A44X““

Die aus diesen Zahlen hervorgehende fortgesetzte Steigerung wird einstweilen noch fortdauern, bis die normale Zahl der Fälle erreicht sein wird. Man wird bei den vorliegenden Berechnungen mit Rücksicht auf die zu erwartenden Nachbewilligungen die vor stehenden Zahlen nicht verwenden dürfen, vielmehr im Fmtereffe der Sicherheit von vornherein mit der normalen Zahl rechnen müssen. Zur Ermittelung dieser Zahl bieten die bisherigen Erfahrungen über Inpalidenrenten⸗ bewilligungen werthvolles Material, indem es möglich ist, mit Hilfe

88

derselben die Wahrscheinlichkeitswerthe dafür abzuleiten, daß ein Ver⸗ sicherter vor Eintritt in den Rentengenuß verstirbt.

Wenn nämlich die Anzahl der vorhandenen Aktiven des Alters x mit Arx, die im Laufe des (X + 1) ten vor Eintritt in den Rentengenuß sterbenden Aktiven mit 8r und die Zahl der in dem⸗ selben Zeitraum invalid werdenden Aktiven mit Ix bezeichnet wird, so muß die Zahl der das Alter (X¼ + 1) als Aktive überlebenden Personen Ar gleich sein 22. 18 Ax 1= Ar 8 Jr.

Daraus folgt 8

In der anliegenden Tabelle X (wird hier nicht abgedruckt) sind unter Zugrundelegung der deutschen Sterbetafel die Werthe Ar, Ar 2

u. s. w., aus denen die Quotienten s. w. zu bilden

I1 sind, berechnet worden.

Ist nämlich a das Alter der beginnenden Beruftsthätigkeit, für welches die Zahl der Fere . gleich der Zahl der Lebenden überhaupt, also nach der deutschen Sterbetafel Aa = I. gesetzt werden kann, ist ferner Pe 1, Pa + 2 u. s. w. die Zahl der beim Alter a + 1, a + 2 u. s. w. überlebenden Erwerbsunfähigen, so wird

Aa + 1 = La + 1 Pa 1 23. Aa + 2 = La + 2 Pa + 2

u. s. w. Es 88 8 deshalb nur, wie die Zahlenwerthe P. ¼ 1, Pa +2 u. s. w. auf Grund der hisherigen Erfahrungen zu berechnen sind. Von Aa.ia im Laufe des (a +. 1) ten Lebensjahres, durchschnittlich in der Mitte des Jahres im Alter von (a + ½) Jahren erwerbs⸗ unfähig werdenden Personen leben nach Ablauf eines Jahres, also im Alter von (a +† 1 +† ½) Jahren, noch .“

1144“

nach Ablauf des zweitfolgenden Jahres nach Eintritt de unfähigkeit noch 3

r

6

Aà. i, (1 30.) (1 10, 4 1) Personen, so daß die Zahl der Erwerbsunfähigen 8 Aö. i, + A. i, (1 304 2

P, + 2 ves A. †1 3 1

(1— 52.) 46 (1 20.) (1 10. 11) + 9 8

1 . 2 . H b111“ —etn) A. 3. (1 4 (1 1t

u. s. w. ist. In Tabelle X sind die Zahlen der nach Ablauf der einzelnen Zeitabschnitte überlebenden Erwerbsunfähigen berechnet eeenr Spalte 5 dieser Tabelle giebt die Summe P an, während die Zahlen⸗ reihe A in Spalte 4 wiedergegeben ist. In der Tabelle XII sind

e Werthe

Av 4 1 Sx + 1 2 —— 8. die Werthe = ar und . = 8, be

x1 2

i wiedergegeben worden.

„Im übrigen wird man bei 1. en“ der normalen 822 der Fälle mit Beitragserstattung auf die Grundlagen zu den Berechnungen zurückzugreifen haben, welche gelegentlich der Reichstagsverhandlungen (Verhandlungen des Reichstags, 7. Legislaturperiode, IV. Session 1888/89, II. Anlageband S. 1094 ff.) verwendet worden sind. Indessen scheint es wünschenswerth, zunächst eine Prüfung anzustellen, ob und inwieweit diese Grundlagen auch mit anderweitigen statistischen Aufzeichnungen in Uebereinstimmung zu bringen sind. Fegleich wird aber auch eine Modifikation der dort vorgenommenen Berechnungen in der Richtung zu erfolgen haben, daß die bisherigen Rechnungs⸗ ergebnisse der Versicherungsanstalten über den Markenverkauf genügend Berücksichtigung finden.

8

a. Erstattungen an weibliche Personen, welche eine Ehe eingehen. 8

Zur Berechnung der jährlichen Anzahl der in Frage kommenden Fälle sind früher neben der aus der Berufsstatistik abgeleiteten Anzahl der überhaupt versicherten und der versicherten ledigen weiblichen Personen die für die Bevölkerung des Königreichs Sachsen von Küttner (u vergleichen Seite 1114 der oben gedachten Verhandlungen des Reichstags) abgeleiteten Wahrscheinlichkeitswerthe dafür, daß eine weibliche Person im Laufe eines Jahres in den Ehestand tritt, ver⸗ wendet worden. Nach diesen Unterlagen berechnet sich die Zahl der jährlich zu erwartenden Verheirathungsfälle für die Altersjahre 20 bis 69 auf

180 616.

Um nun zu prüfen, ob und inwieweit die Küttner'schen Werthe für die vorliegenden Rechnungen als zutreffend erachtet werden dürfen, ist wie folgt verfahren.

„Aus den Uebersichten der Berufsstatistik vom 5. Juni 1882 sind zunächst die Arbeiterehefrauen ermittelt, indem die gesammten, eine versicherungspflichtige Beschäftigung ausübenden verheiratheten Männer festgestellt wurden. Das Alter dieser Ehefrauen, welche in der Be⸗ rufsstatistik nur nach dem Alter der Männer nachgewiesen sind, ist auf Grund der gelegentlich der Volkszählung vom 1. Dezember 1880. für die thüringischen Staaten aufgemachten Erhebungen über das gegenseitige Alter der verheiratheten Männer und Frauen (zu ver⸗ gleichen rhüringische Volkszählung vom 1. Dezember 1880 Seite 92, herausgegeben vom Statistischen Bureau der vereinigten thüringischen Staaten zu Weimar) ermittelt worden.

Von diesen Ehefrauen wurden diejenigen in Abzug gebracht, welche nach der Berufsstatistik eine versicherungspflichtige Beschäftigung

8 8 8

1

8

ausübten, ge da die Differenz die Arbeiterfrauen ohne versicherungs⸗

pflichtige eschäftigung darstellt. Ist Fz die Zahl der letzteren und (n. + F) die Zahl der dem Arbeiterstande angehörenden erwerbs⸗ fäbigen weiblichen Personen überhaupt, so it

X 8

. 998 öv. 8 4 F öu6 die Wahrscheinlichkeit, daß eine dem Arbeiterstande angehörende er⸗ werbsfähige weibliche Person nicht versicherungspflichtig ist. Von Ax weiblichen dem Arbeiterstande angehörenden erwerbsfähigen Per⸗ sonen sind deshalb 1“ 8

Ax. g nicht versicherungspflichtig und

Arx (1 gr) versicherungspflichttig. en Bezeichnet man nun mit eẽ die Wahrscheinlichkeit, im Lau Jahres X + 1 aus der Versicherungspflicht auszuscheiden, si Alter von x +† 1 Jahren 1

1.g.Le . 4,(1 e.) ..

nicht versicherungspflichtige Personen vorhanden; mithin wird Ax + 1·gr 1= g.-Ax 4 1 + (1 g⸗)-T*. †A 4 1,

woraus folgt

1“ 1 8

WCCA1““ 8

Durch Multiplikation dieses Werthes mit der den Küttner'schen Werthen zu Grunde liegenden Personenzahl erhält man die Anzal⸗. der aus der Veisicherungspflicht ausscheidenden weiblichen Personen

Die Ausrechnung ergiebt 6 u 138 492.

zur Zeit der Geburt

Aus dem Verhältniß der Arbeiterehefrauen zu der Gesammtzahl

der dem Arbeiterstande angehörenden weiblichen Personen ist in der⸗

selben Weise die Fiae der alljährlich überhaupt in den Ehestand

tretenden Personen festgestellt, vs auf

0

gegenüber der auf Grund der Küttner'schen Wahrscheinlichkeitswerthe ermittelten Zahl von

berechnet. Man ersieht hieraus, daß die genauer ermittelten Werthe von Küttner zur Erfassung der überhaupt alljährlich in den Ehestand tretenden Personen genügende Sicherheit bieten. Es fragt sich nur, ob man erwarten darf, daß alle heirathenden weiblichen Personen die Beiträge zurückfordern werden, oder nur diejenigen 138 492, welche zu⸗ gleich wenigstens zeitweilig aus der Versicherungspflicht ausscheiden werden. Die wirkliche Anzahl dürfte vermuthlich in der Mitte zwischen beiden Grenzzahlen liegen; solange man indessen sich hier mit Annahmen helfen muß, erscheint es zweckmäßig, die sich nach den Küttner'schen Werthen ergebende Zahl zu Grunde zu legen.

8

b. Erstattungen an Wittwen oder Waisen von verstorbenen Versicherten.

MNieben den neuen Werthen asr über die Wahrscheinlichkeit, im Laufe eines Jahres vor Eintritt in den Rentengenuß zu sterben, wird man hier die früher verwendeten, aus der Berufsstatistik vom 5. Juni 1882 abgeleiteten Werthe über die Wahrscheinlichkeit, daß ein männ⸗ licher Versicherter im Falle seines Todes eine Wittwe odec Waisen unter 15 Jahren hinterläßt, benutzen können (Seite 1112 der oben ge⸗ dachten Verhandlungen des Reichstags), da sie ausschließlich aus den statistischen Erhebungen für die hier in Frage kommende Personen⸗ kategorie abgeleitet sind. Anders verhält es sich mit den früheren Unterlagen zur Berechnung derjenigen Fälle, in welchen vaterlose Kinder von verstorbenen weiblichen Versicherten hinterbleiben. Bei der früheren Feststellung der hier in Frage kommenden Werthe wr (Seite 1113 der gedachten Verhandlungen des Reichstags) wurde, um nicht zu niedrige Zahlen in die Rechnung einzuführen, von der An⸗ nahme ausgegangen, daß bei jedem Todesfall einer Wittwe Kinder unter 15 Jahren hinterbleiben, indem als Wahrscheinlichkeitswerth das Verhältniß der versicherungspflichtigen Wittwen zu den versicherungs⸗ pflichtigen weiblichen Personen überhaupt berechnet wurde. Diese An⸗ nahme wird für die niedrigen und mittleren Altersjahre im allgemeinen zutreffend sein, bedingt aber für die höheren Altersjahre offenbar zu große Wahrscheinlichkeitswerthe. Die Reihe der Wahrscheinlichkeits⸗ werthe wao, die nach den früheren Feststellungen bis zum höchsten Alter eine fortdauernd steigende Tendenz zeigt, wird vielmehr bis zu einem gewissen Alter, etwa zwischen 40 und 50. Jahren liegend, an⸗ steigen, dann aber wieder fallen und spätestens beim Alter 70 den Grenzwerth 0 erreichen müssen, da als äußerste Grenze der Gebär⸗ fähigkeit der Anfang der fünfziger Jahre anzusehen sein dürfte, ein

interbleiben von Kindern unter 15 Jahren also beim Tode von über 0 Jahre alten Wittwen nicht mehr zu erwarten ist. Die Alters⸗

grenze, bis zu welcher die Werthe w- ansteigen, läßt sich aus den Veröffentlichungen des Statistischen Amts der Stadt Berlin

Statistisches Jahrbuch 1891 sowie aus einer in den Beiträgen zur

tatistik des Herzogtbums Braunschweig, Heft VIII, gegebenen Auf⸗ stellung ableiten. Auf Seite 41 des erstgedachten Jahrbuchs wird für 53 170 im Jahre 1891 in Berlin geborene Kinder, auf Seite 5 der letztgedachten Statistik für 64 805 in dem fünfjährigen Zeitraum 1881/1885 geborene Kinder das zugehörige Alter der Mütter fest⸗ gestellt. Nachstehend sind die Zahlen wiedergegeben:

Anzahl der in den Jahren 1881/85

im Herzog⸗ thum

Von 100 der Gesammt⸗ zahl entfallen

au

die Alters⸗ 8gg en Spalte 1

Von 100 Anzahl 28

der f Gesammt⸗ im Jahre san in Berlin au⸗ geborenen die Alters⸗

klassen

Alter der Mutter

Braun⸗ schweig geborenen Jahre Kinder

1 2 3 4 5

unter 20 1 692 3,18 1 963

20 bis unter 25 12 742 23,96 14 916 25 8686 17 593 33,10 19 381 30 85 12 190 22,98 15 245 35 40 6 525 12,27 9 339 40 45 2 234 4,20 3 618 4585 N8 182 0,34 339 50 und darüber 12 0,02 100,00

Summe 53 170

Das Ergebniß ist für beide Zahlenreihen nahezu dasselbe; die meisten Kinder werden von Müttern zwischen 25 und 30 Jahren ge⸗ boren. Man wird hieraus schließen dürfen, daß die Wahrscheinlich⸗ keit, Kinder unter 15 Jahren zu hinterlassen, bei Wittwen, die im

lter von 40 bis 45 Jahren sterben, den höchsten Werth erreicht. Um zu niedrige Werthe zu vermeiden, ist deshalb die früher auf⸗ gestellte Reihe der w. bis zum Alter 45 beibehalten und weiter an⸗ genommen worden, daß bis zum Alter 50 der höchste beim Alter 45

erreichte Werth konstant bleibt, die Werthe der we dann aber den

3,03 23,02 29,91 23,52 14,91

5,68

0,52 4 0,01

64 805 100,00

bigen Prozentzahlen entsprechend für die ersten Jahre allmählich,

päker schneller abnehmen, für die Altersjahre 60 sehr klein werden nd für das Alter 70 den Grenzwerth 0 erreichen. In der Tabelle XII.

palte 9 ist die hiernach neu aufgestellte Reihe der we mitgetheilt.

Die Erstattungspflicht tritt nun erst dann ein, wenn für mindestens 5 Beitragsjahre (235 Kalenderwochen oder 4 ½ Kalenderjahre) Bei⸗

kräge entrichtet sind. Würde man annehmen, daß alle in Betracht

ommenden Personen vom vollendeten 16. Lebenejahre ab versichert shn und regelmäßig jährlich 52 Wochenbeiträge entrichten, so wird für diese Personen mit Erreichung des Alters 20 ½ ein Anspruch auf Erstattung erworben sein. Behufs Berechnung der Anzahl der Erstattungsfälle in einem beliebigen Kalenderjahr würde man lsdann der Erstattungsfälle für diejenigen Personen, welche u Anfang des Jahres 19 bis unter 20, durchschnittlich also 9 ½ Jahre alt sind, sowie + der Erstattungsfälle für die⸗ enigen Personen in Anrechnung zu bringen haben, welche zu nfang des Jahres 20 bis unter 21, durchschnittlich also 20 ½ Jahre alt sind. Von den Erstattungsfällen unter den zu Anfang des Jahres 69 bis unter 70, durchschnittlich 69 ½ Jahre alten Personen sind mit Rücksicht auf den Fortfall der Erstattung nach Eintritt in den Rentengenuß etwa die Hälfte in Rechnung zu stellen, während die Erstattungsfälle der übrigen Altersjahre voll zur Anrechnung kommen. Eine derartige Modifikation der Zahlen erscheint aber nicht erforder⸗ Altersjahre 21 bis 69 eintretenden Erstattungsfälle zu entschädigen sind, zumal sehr viele Personen nicht schon mit dem vollendeten 6. Lebensjahre, sondern erst in späteren Altersjahren in die Ver⸗ sicherung eintreten, auch die Entrichtung von durchschnittlich 52 Wochen⸗ beiträgen in jedem Jahre schon im Hinblick auf das Vorkommen von Krankheitswochen ausgeschlossen ist.

Es fragt sich nun weiter, welche Personenzahl bei der Berechnung der alljährlichen Anzahl der Fälle zu Grunde zu legen sein wird. Eine genaue Ermittelung der Zahl der Versicherten läßt sich auch hier umgehen, wenn die relative Vertheilung der männlichen und weiblichen Versicherten über die einzelnen Altersjahre im allgemeinen bekannt ist. Man darf wohl annehmen, da niee relative Vertheilung der Versicherten ebenso wie die relative Vertheilung der Gesammt⸗

evölkerung b8 im Laufe der Zeit nur unmerklich ändert, und daß diese geringen Aenderungen für Rechnungen der a nng;; Art nicht ins Gewicht fallen. Als relative Alterskombination der Versicherten

lich; es genügt vielmehr, wenn angenommen wird, daß nur die für die

Personen na st nun

öchstens

Betrag im

weiteres benutzen dür

gehen. Die wirkl der Zahl der Versicherten ziehen sich eben nur auf ch dem Stande vom

die jährliche Anzahl der sehe hac tehe bei

Durchschnitt treter in der Mitte des zweiten Ha 4 ³¼ Jahre Beiträge entrichtet sind. die volle Anzahl der Erstattungs mäßiger Vertheilung ü Mitte des Jahres eintreten, stattende Beitragssumme bi Berücksichtigt man weiter, daß die statten sind, so stellt sich, wenn jährlichen Beiträge mit 1 in R

allgemein

8

Fälle in Frage kommen können, in träge beansprucht werden kann, da erst . sicherungsjahres für 235 Wochen Beiträge entrichtet sein können.

8 gleichmäßiger Vertheilung

4 ¼

ahr auf 2

2

Werden ausgerechnet

diese Werthe füͤr

und durch d

n diese Fälle bei Anna lbjahres ein, f In den folgenden Jahren wird fälle möglich sein; da diese bei gleich⸗ Jahr durchschnittlich in der wird man auch die durchschnittlich zu er⸗ 8 zur Mitte des Jahres zu E. SS haben. Beiträge nur zur H

für beide Geschlechter die Summe der echnung gestellt wird, der zu erstattende

ber das ganze

5

wird man deshalb die in der Denkschrift zu den Motiven angegebene, aus der Berufsstatistik vom 5. Juni 1882 abgeleitete Zahlenreihe ohne fen. Unter Anwendung dieser Zahlenreihe erhält man nach den Tabellen XI und XII, daß unter

775 303 männlichen Versicherten und 3 257 068 weiblichen Versicherten,

mithin 10 032 371 Versicherten überhaupt alljährlich Beiträge zu erstatten sind in 52 374 Todesfällen unter männlichen Versicherten und 3 070 Todesfällen unter weiblichen Versicherten zusammen in 55 444 Todesfällen an Wittwen oder Waisen und in 162 476 Föälln an weibliche Personen, welche eine Ehe ein⸗ chen Zahlen werden natur höher sein. D die Zahl der versicherungspfl 5. Juni 1

1⸗=69

IFv

X==21

Erstattungsfälle, so werden im fünften Ver⸗ regelmäßiger wöchentlicher

1= 69 A

Fz x= 21

6 ½

Fai +† 2

6 ½ 7 Pn †. Fn †. n 9 F 4+ 2

u. s. w.

welchen die sesstattu der Bei⸗ rst in der Mitte des fün

Fa-† A. 92 Fz

alle drei Gruppen der Erstattungsfälle ie gesammte Beitragssumme von pro Kopf

emäß infolge Vermehrung e vorstehenden Zahlen be⸗ g beschäftigten

Beitragsentrichtung

ften Ver⸗ Im

sodaß durchschnittlich für

lfte zu er⸗

x=69

1=24

8 ½ 9

erhält man den Bruchtheil, der von den vereinnahmten Beiträgen zu erstatten ist. Man würde diesen Bruchtheil ohne weiteres auf die Summe der wirklichen Einnahmen der Versicherungsanstalten über⸗ tragen und durch Multiplikation dieser Summe mit dem Bruchtheil den Werth der Beitragserstattung berechnen können, wenn die durch⸗ chnittliche Höhe der jährlichen Beiträge für männliche und für weih⸗ iche Versicherte gleich wäre. Das ist indessen nicht der all. Die durchschnittliche Höhe der Beiträge für weibliche Versicherte ist durchweg erheblich niedriger als diejenige für männliche Versicherte. Aus den Rechnungsergebnissen der Versicherungsanstalten über den Markenerlös lassen sich diese Zahlen nicht ohne weiteres ableiten. Zwar weiß man nach diesen Ergebnissen, wie hoch sich der im Durchschnitt auf jede Marke entfallende Erlös stellt (für 1891, 1892, 1893, 1894 betaagt derselbe 1“ 20,81 Pf., 20,86 Pf., 20,97 Pf., 20,9 Pf.), nicht aber den Durchschnittswerth der von weiblichen Versicherten F und von mäanlichen Versicherten andererseits beigebrachten arken.

Nach den Rechnungsergebnissen entfallen in den Jahren 1891 bis 1894 im Durchschnitt von je 10 000 verkauften Beitragsmarken auf Lohnklaffe .. . 2 369 Stü

I.. II p“* IV1u.“

zusammen 1000 Stück. Hieraus berechnet sich der Durchschnittswerth für jede in den Jahren 1891 bis 1894 verkaufte Beitragsmarke auf 2 369. 14 + 3 944. 264.24 + 1423. 30 0 Pfennig. Zieht man in Betracht, daß das Verhältniß der Zahl der ver⸗ Pene männlichen Personen zu der Zahl der versicherten weiblichen

ersonen (s. o.) sich wie 6 775 303: 3 257 068

daß sich allgemein der Durchschnitts⸗ 1e eines Mannes zu dem einer Frau wie 3:2 verhält (Motive zum Invaliditäts⸗ und Altersversi e Drucksachen des Reichstags 1888/89 1. Anlageband S. 115), so kann der Durch⸗ schnittswerth der Beitragsmarke eines männlichen Versicherten an⸗ näͤhernd aus der Gleichung bestimmt werden

bm 6 775 303 + bm 3 257 068 = (6 775 303 + 3 257 068) 20,9, woraus folgt 1

7

stellt, und berücksichtigt man,

bm = 23,4 Pfennig,

wofür man im Hinblick auf die steigende Tendenz des Durchschnitts⸗ werths für beide Geschlechter rund

24 Pfennig wird setzen dürfen. Der Durchschnittswerth für jede Marke einer weiblichen versicherten Perse . sich alsdann auf

ennig. 8 Bringt man somit für den Durchschnittswerth der Marke für

beide Geschlechter von rund 21 Pfennig den Betrag 1 in Anrechnung, sodaß die jährliche Beitrogssumme

10 032 371 1 beträgt, so sind für jede Marke einer versicherten männlichen Person im Durchschnit 8 3 g

öB1“ und für jede Marke einer versicherten weiblichen Person

†= 0,722

in Rechnung zu stellen.

Unter Benutzung dieser Zahlen und der nach den Tabellen XI. und XII sich ergebenden Anzahl der für Erstattungen in Frage kommenden Fälle berechnen sich die numerischen Werthe der ovigen

Formeln 25 wie folgt.

und Jahr 1,

also im vorliegenden Falle durch 10 032 371 dividiert, so

Ver⸗ sicherungs⸗ jahr

Werth der obenbezeichneten Formeln 25

an Wittwen und mutterlose Kinder

an vaterlose Kinder

von verstorbenen

männlichen

weiblichen

Versicherten

an weibliche Personen, welche in den Ehestand treten

Y Spalte 3 und Spalte 4 zusammen

rozenten] zugelassenen Spalte 6 2 8. besonderen

Kassen⸗ und einnahme einrichtungen Spalte 7 beträgt der stellt sich das zusammen Werth der

esöfän Erstattung Erbältngh mithin auf 8 *8

1.

2.

3.

4 5.

1895 1896 1897 1898 1899 1900 1901 1902 1903 1904 1905 1906 1907 1908 1909 1910 u. s. w.

lichen

In Spalte aufwendungen für B. einnahme aus Beiträgen

einrichtungen nur über verschwindend

Durch Gegenüberstell 18 und 21 ergiebt sich d sicherungsanstalten. nicht abgedruckt. sichtliche Vermö der Jahre 18 sonderte Darstellung der Ergebnisse sonderen Kasseneinrichtungen dieser Einrichtungen verschiedene in kannt sind und geschätzt werden mußten, wobei See nicht aus⸗ Plchossen sind. Diese dürften sich aber bei der 8 Ergebnisse im wesentlichen wieder ausgleichen. Im übrigen ist auch von der Ausscheidung des Reservefonds ( g worden und der Reservefonds mit dem Vermögensbestand der An⸗ stalten zusammengefaßt, zumal bisher einzelne Anstalten zu einer

62 914 144 028 170 189 196 295 222 299 248 139 273 751 299 088 324 109 348 774 373 039 396 863 420 208 443 043 465 353 487 121

beträgt; Spalte 9 stellt das Prozentv Einnahme aus Beiträgen dar. Dieses 1 auf die wirkliche Gesammteinnahme der Versicherungsanstalten aus rden, und man wird keinen selbe auch auf jede einzelne Versicherungs⸗ für Erstattungen aufzuwendende Summe jährlichen gesammten ahm stalt mit der entsprechenden Verhältniß⸗

Beiträgen übertragen we Fehler machen, wenn das anstalt übertragen und die durch Multiplikation der einer jeden Versicherungsan ziffer aus Spalte 9 berechnet wird.

ür die zugelassenen besonderen Kasseneinrichtungen kommen fast der Waisen von verstorbenen männ⸗ da weibliche Personen bei Kassen⸗ Gesammtheit der Versicherten gegen⸗ kleinen Anzahl versichert sind. Demgemäß sind in Spalte 10 der obigen Tabelle besondere Verhältnißzahlen aus den Ziffern in Spalte 2 und der Einnahme aus Beiträgen der männ· lichen Versicherten von 6 775 303 berechnet worden.

III. Die Vermögenslage der Versicherungsanstalten. ung der numerischen Werthe aus den Formeln

nur Erstattungen an Wittwen o ersicherten in Frage, in einer der

3 646 8 443 9 976 11 508 13 038 14 566 16 092 17 615 19 136 20 653 22 166 23 673 25 171 26 656 28 125 29 576

8 der vorstehenden Tabelle Beitragserstattungen dargestellt, wenn die Jahres⸗

196 586 455 252 525 472 585 263 632 407 670 273 700 785 725 416 745 521 762 129 775 956 787 578 797 452 805 913 813 231 819 629

192 940 446 809 516 451 573 755 619 369 655 707 684 693 707 801 726 385 741 476 753 790 763 905 772 281 779 257 785 106 790 053

sind die 8

10 032 371 Mark

erhältniß der Aufwendungen zur Verhältniß kann ohne weiteres

wesentlichen

Beitragseinnahmen

ie voraussichtliche Vermögenslage der Ver⸗

95 bis 1898 mitgetheilt worden. r die einzelnen zugelassenen be⸗

In der angeschlossenen Tabelle XIII (wird hier Siehe indessen die Tabelle XV) ist die voraus⸗ genslage der einzelnen Anstalten für den 1. Januar

Dabei hat eine ge⸗

nicht stattgefunden, weil bei einzelnen rage kommende Zahlen nicht be⸗

usammenfassung der

21 a. a. O.) abgesehen

220 886 2 0,92 511 526,0 595 663,4 2,51 670 335,6 735 981,9 794 370,9 846 895,8 894 624,6 938 543,6 979 381,0 1 017 662,1 1 053 748,8 1 087 956,1 1 120 503,8 1 151 579,5 1 181 336,6

149 798 5 346 902,0 401 137,4 445 970,4 481 894,1 510 748,0 533 998,2 552 767,0 568 087,0 580 742,3 591 278,5 600 134,4 607 658,4 614 105,7 619 681,0 624 557,3

71 087,7 164 624,0 194 526,0 224 365 2 254 087,8 283 622,9 312 897,4 341 857,8 370 456,0 398 6387 426 383,6 453 614,4 480 297,7 506 398,1 531 898,5 556 779,3

Aussonderung und besonderen Verwaltung des Resevefonds nicht über⸗ egangen sind. 8 88 Für . Gesammtheit der Versicherungsanstalten und zugelassenen besonderen Kasseneinrichtungen ergiebt sich nach der Tabelle XIII ein Ueberwiegen des Vermögensbestandes über den Kapitalwerth der laufenden Renten 8 für den 1. Januar 1895 um 170 989 400 Mark, 8. 1896 223 716 200 8 . 1897 273 645 900 1. 1898 322 796 600

welcher Betrag für den 31. Dezember 1900 weiterhin anwächst auf 466 190 500 Mark.*)

Darnach ist die Gesammtfinanzlage der Invaliditäts⸗ und Alters versicherung eine durchaus günstige zu nennen, und es ist für die Ge⸗ fammtheit der Versicherten weit mehr an Beiträgen aufgebracht, als nach dem in § 20 a. a. Beitragsverfahren erforderlich war. Wie weiter unten nachgewiesen wird, dürfte bei Forterhebung der gegenwärtig geltenden Beiträge eine derselben in Zu⸗ kunft kaum zu erwarten sein. Anders verhält es sich aber mit der Vermögenslage der einzelnen Versicherungsanstalten. Gerade die vorwiegend landwirthschaftliche Gebiete umfa enden Versicherungs⸗ anstalten sind hier durchgängig wesentlig⸗ schlechter gestellt als andere Großstädte oder vornehmlich industrielle Gebiete umfassende stalten. Die Versicherungsanstalten Ostpreußen und Niederba⸗ weisen sogar einen fteägeneen Fehlbetrag auf. Die Gründe n diese bedenklichen Erscheinungen werden im wesentliche auf den den Zuzug fortgesetzt übersteigenden Wegzug vo versicherungspflichtigen Personen zurückzuführen sein zumal dieser Wegzug, wie die nachstehende aus den Volkszählungs⸗ ergebnissen abgeleitete Tabelle zeigt, vorwiegend auf jüngere Alters klassen entfällt.

*) Es muß betont werden, daß diese und alle übrigen in dieser Abhandlung angegebenen absoluten Beträge sich ändern, sobald di Einnahmen der Jahre 1895 ff. sich anders gestalten als im Jahr

1894 oder die Erfahrungen andere Sterblichkeits⸗ und Invaliditäts⸗ erscheinun eben 8