Národní shromáždění československé / Poslanecká sněmovna1920 – 1925

Ježto jest stanoviti hodnotu nároku x-letého pojištěnce na vdovský důchod a odbytné, jest vyjádřiti hodnotu F_y jako funkci stáří manželova x. Jest proto nutno znáti průměrné stáří manželky x-letého manžela, které označíme y_x. K tomu účelu slouží opět tabulka roztřídění manželstev podle pětiletých skupin věku obou manželů (tab. č. 60). Ježto průměrné stáří manželky m-letého muže jest

nm = E_nnM_m.n/_nEM_m,n

při čemž M_m,n jest počet manželstev, v nichž věk mužů jest a žen. Tento počet obdržíme lineární interpolací čísel m_x,y.

M_x,y+i = m_x,y +ⁱ/₅ (m_x,y+5 - m_x,y),

kde

i =- 0, 1,... 4,

a při čemž zvoleno M_x,14 = 0, takže jest

M_x,15 = ¹/₃m_x,17 a M_x,16 = ²/₃m_x,17

Jednoduchým početním postupem, obvyklým v podobných výpočtech, stanovena průměrná stáří manželek pro střední stáří skupin x -2 až x + 2, interpolací a zaokrouhlením vznikla čísla tabulky čís. 64, udávající ku každému stáří x manžela příslušné stáří y_x manželky.

Tabulka č. 64.

Je-li tedy průměrné stáří manželky vdané za x-letého pojištěnce y_x, vzniká úmrtím x-letého pojištěnce nebo důchodce, předpokládáme-li týž rodinný stav u důchodců, jako u aktivních pojištěnců, zatížení při důchodu "1"

F_x(y) = F_yx

Hodnota nároku x-letého aktivního muže na vdovský důchod počítá se známým způsobem takto:

a^a_x(y) = N^a_x(y)/D^aa_x

při čemž

N^a_x(y) = E^z-x_i=0D^a_x+i(y)

D^a_x(y) = C^aa_x G_x+1/2(y) + dj_x . A_x+1/2(y)

kdež

G_x+1/2(y) = ¹/₂(G_x(y) + G_x+1(y))

G_x(y) = F_x(y) . ž_x

C^aa_x = l^aa_x . q^aa_x . v_x+1/2

dj_x = l^aa_x . i_x . v^x+1/2

Aⁱ_x+1/2(y) = ¹/₂(Aⁱ_x(y) + Aⁱ_x+1(y))

Aⁱ_x(y) = t_x . uⁱ_x(y)

uⁱ_x(y) = Edⁱ_(x)+k G_x+k+1/2(y) v^x+k+1/2/Dⁱ_(x)

dⁱ_(x)+k = lⁱ_(x)+k - lⁱ_(x)+k+1

Dⁱ_(x) = lⁱ_(x) . v^x

Čísla uⁱ_x(y) tj. hodnota zatížení vznikajícího úmrtím invalidního důchodce, počítána byla s použitím čísel dⁱ_(x)+k, která udávají počet důchodců, kteří vstoupili v požitek důchodu ve stáří x a vystupují z požitku invalidního důchodu během roku po dosažení stáří x + k, tedy po k-letém trvání invalidity. Takto stanovená čísla uⁱ_x(y), při jichž výpočtu by] tudíž poprvé vzat ohled na selekční charakter výluky z požitku invalidního důchodu, neodpovídají však plně předpokladům, ježto vdovský důchod přiznává se pouze po úmrtí důchodce, kdežto výluka z požitku důchodu invalidního může se státi také z jiných příčin, takže čísla dⁱ_(x)+k nejsou ve skutečnosti čísla zemřelých, nýbrž obsahují též počet osob vyloučených z požitku důchodu invalidního z jiných příčin než úmrtím.

Ze zkušeností říšskoněmeckých o výluce, zpracovaných prof. Tauberem, byla proto, aby bylo zabráněno přecenění závazků, odvozena čísla t_x, udávající procento zemřelých invalidů ze všech vyloučených, kteří se stali invalidy ve stáří x. Čísla uⁱ_x(y) násobena těmito čísly t_x dávají čísla Aⁱ_x(y).

Čísla t_x jsou udána pro stáří 20, 30, 40, 50, 60 a 70 v tabulce čís. 65. Všechny detaily výpočtu zřejmy jsou z tabulky XXI.

Tabulka č. 65.

Při výpočtu těchto základních čísel nebyl vzat ohled na ustanovení § 115, podle něhož nemá vdova nároku na důchod vdovský, bylo-li manželství uzavřeno v době, kdy pojištěnec požíval již důchodu invalidního nebo starobního.

Dále nebyl vzat ohled na ustanovení o opětném provdání, na ustanovení § 117, o zániku důchodu vdovského novým sňatkem vdovy a vyplácení odbytného.

Oproti tomu zanedbán by] opětně podle § 121 1. odst. nárok na odbytné před uplynutím čekací doby. Hodnota tohoto nároku vyvažuje podle provedených výpočtů přecenění pojistného, vzniklé zanedbáním obou zmíněných omezení vdovského důchodu.

Z připojené tabulky jest patrno, že hodnota odbytného ve výši "1" během čekací doby dosahuje teprve v nejvyšších stářích výše 5% (tab. č. 66).

Tabulka č. 66.

Tomu odpovídá okolnost, že průměrné pojistné za odbytné ve výši "1" bylo podle výpočtu určeno cifrou 0.0002. Vzhledem k tomu, že nejvyšší možný obnos odbytného je Kč 430,-, bylo lze tedy odbytné při výpočtu pojistného zanedbati. Rovněž jest vliv ostatních zanedbaných omezení vdovského důchodu, pokud lze jej vůbec pojistně-matematicky vystihnouti, na výši pojistného mizivý.

Nárok na důchod vdovecký upravený § 114 bod 3. nebyl vůbec při výpočtech zatížení vzat v úvahu, ježto podle zkušeností říšskoněmeckých jest počet přiznávaných vdoveckých důchodů mizivý oproti počtu důchodů vdovských. Tak bylo na příklad [Podle A. N. des R. V. A. z r. 1920.] nově přiznáno v roce 1918 17.733 důchodů vdovských v roční výši 1,487.964 M a pouze 22 důchodů vdoveckých ve výši ročně M 1.705.

Všechna základní čísla a hodnoty tuto odvozené jsou obsaženy v tabulkách XIX. až XXIV.

IV. Početní podklady a základní čísla pro výpočet hodnoty vychovávacích příspěvků.

Pro výpočet zatížení vychovávacími příspěvky jest v prvé řadě nutno znáti tabulku čísel k^z_x, která udávají, kolik dětí z-letých připadá na L_x x-letých pojištěnců. Pro podobné výpočty rakouských osnov bylo užívána čísel ze sčítání soukromých zaměstnanců v roce 1896 [Die Ergebnisse der über die Standesverhältnisse der Privatangestellten im Jahre 1896 eingeleiteten amtlichen Erhebungen I. díl, tab. 17., str. 38. Wien 1898.]. Vzhledem k tomu, že jedná se o pojištění dělnické, jest oprávněnost použití těchto čísel, udávajících rodinný stav rodin po výtce úřednických, pochybna.

Z toho důvodu byla zvolena čísla k^z_x ze záznamů o personálu pruských státních drah, která byla uveřejněna v odůvodnění říšského řádu pojišťovacího v tab. č. 7 na str. 686 - 687.

Ježto příspěvky vychovávací mají býti placeny až do stáří 17 let, bylo nutno čísla k^z_x pro z > 14 stanoviti lineární extrapolací podle vzorce:

k¹⁵_x/E_xk¹⁵_x = k¹⁴_x-1 + k¹²_x-3/E_x E¹⁴_x=12 k^z_x

a obdobného vzorce pro k¹⁶_x a k¹⁷_x.

Při tom bylo vypočteno:

E_xk¹⁵_x = 1567

E_xk¹⁶_x = 1402

E_xk¹⁷_x = 1225

Podobné výsledky poskytuje určení čísel k¹⁵_x, k¹⁶_x a k¹⁷_x, zvolíme-li pro tato čísla průběh obdobný jako byl v rakouském sčítání zaměstnanců soukromých.

S tímto doplněním vztahuje se udaná zkušenost na 16.936 zaměstnaných otců s 47.454 dětmi.

Takto stanovená čísla k^z_x jsou udána v tab. XXV. a XXVI.

Průběh těchto čísel jest podstatně různý od průběhu čísel k^z_x z materiálu úřednického, což jest zřejmo z tabulky čís. 67, která udává v druhém sloupci, kolik dětí mladších 20 let připadá na 100 mužských zaměstnanců podle rakouského sčítání úřednického a v sloupci třetím, kolik dětí pod 17 roků starých připadá na 100 dělníků podle použitých zkušeností.

Tabulka čís. 67.

Jakožto další početní podklad sloužila tabulka čísel x_x, která udávají pravděpodobnost, že pojištěnec jest otcem dítěte mladšího 17 let.

Také tato tabulka byla zvolena z materiálu po výtce dělnického, sice ze zkušenosti o personálu pruské železniční dráhy (tab. č. IX. odůvodnění k říšskému řádu pojišťovacímu str. 692).

Nutnost valiti tento materiál ze zkušeností na dělnících je patrna z připojení tab. č. 68, která udává v druhém sloupci čísla x_x, pro rakouský úřednický materiál, tj. pravděpodobnosti pro x-letého pojištěnce míti dítě mladší 20 let a v třetím sloupci podobná čísla pro z = 15 pro personál dělnický zmíněné pruské dráhy. Pomocí čísel těchto lze určití počet pojištěnců L_x příslušejících k rozdělení a sice jako součin počtu pojištěných otců a pravděpodobnosti x_x.

Tabulka čís. 68.

Dalším početním podkladem jest tabulka úmrtnosti dětí. Čísla l_x řádu úmrtnosti dětí byla zvolena jako arithmetický průměr příslušných čísel pro muže a ženy z rakouského řádu úmrtnosti z pětiletí 1906 - 1910.

Z těchto čísel odvozena jsou základní čísla a hodnoty

D_z = l_x v^z

N_z = ED_z

N⁽¹²⁾_z = N_z - 0.4648 D_z

17-za⁽¹²⁾_z = N⁽¹²⁾_z - N⁽¹²⁾₁₇/D_z

Průměrná hodnota vychovávacích příspěvků po zemřelém x-letém pojištěnci jest dána jalo známo vzorcem

17a⁽¹²⁾_x(z) = 1/L_x E¹⁷_x=0 k^z_{x 17-z}a⁽¹²⁾_z (a)

Předpokládáme jako obyčejně v podobných výpočtech, že rodinné poměry jsou v době úmrtí u osob aktivních stejné, jako v době úmrtí osob invalidních. Proto bylo užito těchto hodnot pro ocenění nároků jak osob aktivních, tak osob invalidních.

Hodnoty ¹⁷a⁽¹²⁾_x(z) byly stanoveny až do stáří 30 roků pro jednotlivé roky přímo, od stáří 30 pro skupiny tříleté a od stáří 60 roků pro skupiny pětileté. Z těchto skupin vypočteny byly potom hodnoty pro jednotlivé věky. Ježto pro x > 63 původní materiál nedává přímo hodnot, bylo použito hodnot úměrných číslům rakouských důvodových zpráv k pensijnímu pojištění.

Za předpokladu, že přiznávání vychovávacích příspěvků jest rozděleno rovnoměrně na dobu roku, jest

17a⁽¹²⁾_x+1/2(z) = ¹/₂(¹⁷a⁽¹²⁾_x(z) + ¹⁷a⁽¹²⁾_x+1(x)) (b)

Nároky na vychovávací příspěvky osob; které se staly ve stáří x invalidními, byly odvozeny podle tabulky dⁱ_(x)+k (což značí počet vyloučených během roku invalidů x + k-letých), tedy s plným ohledem na selekci výluky, takto:

lⁱ_(x)¹⁷uⁱ_x(z) = dⁱ_(x)v^{1/2 17}a⁽¹²⁾_x+1/2(z) + dⁱ_(x)+10v^{21/2 17}a⁽¹²⁾_x+21/2(z) + dⁱ_x+11v^{23/2 17}a⁽¹²⁾_x+23/2(z)

po vynásobení v^x a zavedení pomocného čísla

Cⁱ_(x)+k = dⁱ_(x)+kv^x+k+1/2

jest

17uⁱ_x(z) = ECⁱ_(x)+k¹⁷a⁽¹²⁾_x+k+1/2(x)/Dⁱ_(x)

Jako u vdovských důchodů obsahují čísla ¹⁷uⁱ_x(z) také čísla výluky z důvodů reaktivisace a z jiných důvodů, ačkoliv nárok na příspěvek vychovávací pro děti invalidního důchodce vzniká pouze úmrtím jeho a nikoli reaktivisací.

Bylo proto nutno, aby bylo zabráněno přecenění pojistného, čísla ¹⁷uⁱ_x(z) opětně redukovati čísly t_x, udávajícími poměr úmrtí invalidů ku všem výlukám z požitku důchodu. Takto vznikla čísla ¹⁷Aⁱ_x(z) = t_x¹⁷uⁱ_x(z).

Nárok na vychovávací příspěvky pro aktivního pojištěnce, který zemře jako aktivní, byl stanoven takto: Zavedeme-li pomocná čísla

C^aa_x ¹⁷a⁽¹²⁾_x+1/2(z) = l^aa_x q_x v^{x+1/2 17} a⁽¹²⁾_x+1/2(z),

jest hodnota nároků x-letého aktivního pojištěnce na vychovávací příspěvky

17a^a_x(z) = ¹⁷N^a_x(z)/D^aa_x

při čemž čitatel

17N^a_x(z) = E¹⁷D^a_x(z),

kde

17D^a_x(z) = C^aa_x ¹⁷a⁽¹²⁾_x+1/2(z) + dj_x¹⁷Aⁱ_x+1/2(z)

dj_x = l^aa_xi_xv_x+1/2

Základní čísla i hodnoty pro veškeré výpočty jsou udány v tabulkách XXVII. a násl.

V. Početní podklady a základní čísla pro nárok na vychovávací příplatky.

§ 113 osnovy zákona určuje: "Má-li osoba požívající důchodu invalidního nebo starobního dítě nebo děti mladší 17 let, zvětšuje se její důchod po dobu, po kterou o ně pečuje; o příplatek, jenž činí za každé dítě jednu desetinu důchodu. Požitek příplatku tohoto počíná současně s důchodem, případně dnem narození dítěte, a končí dnem, kdy dítě dosáhlo 17. roku, nebo kdy dříve se provdalo neb zemřelo, po případě zánikem důchodu otcova."

Pro výpočet základních čísel lze užíti početních podkladů a základních čísel pro výpočet vychovávacích příspěvků.

Počet osob aktivních, které se ve stáří x stanou invalidními, jest

l^aa_x. i_x

a zatížení plynoucí z přiznání dočasných dětských důchodů ročně "1" následkem invalidisování má hodnotu

l^aa_x.i_x.¹⁷a⁽¹²⁾_x+1/2(z) v^1/2,

kdež ¹⁷a⁽¹²⁾_x+1/2(z) určeno podle vzorce číslo (a) resp. (b).

Ježto nárok na vychovávací příplatek zanikne nejen tím, že dítě dosáhne 17 let nebo dříve zemře, nýbrž také bud reaktivisací neb úmrtím invalidního důchodce, kdy vzniká nárok na vychovávací příspěvek, jest od součinu odečísti hodnotu

l^aa_x i_x ¹⁷uⁱ_x+1/2(z) v^1/2 [Viz pojednání dra E. Schoenbauma v časopise pro pěstování matematiky a fysiky, ročník L. (1921) str. 263.]

kde ¹⁷uⁱ_x+1/2(z) značí hodnotu nároků invalidního důchodce na vychovávací příspěvky.

Hodnota zatížení z vychovávacích příplatků k invalidním důchodům přiznaným x-letým pojištěncům jest

l^aa_x i_x v^1/2(¹⁷a⁽¹²⁾_x+1/2 - ¹⁷uⁱ_x+1/2(z))

užijeme-li obvyklého označení, jest

17D^ai_x(z) = dj_x(¹⁷a⁽¹²⁾_x+1/2(z) - ¹⁷uⁱ_x+1/2(z)),

kde

dj_x = D^aa_x i_x v^1/2

jest hodnota v předcházejícím užívaná.

Hodnota nároků x-letého aktivního pojištěnce na vychovávací příplatky k důchodu invalidnímu jest tedy

17a^ai_x(z) = ¹⁷N^ai_x(z)/D^aa_x,

kde

17N^ai_x(z) = E¹⁷D^ai_x(z).

Hodnota nároku na příplatek vychovávací k starobnímu důchodu (který napadá ve stáří s) x-letého aktivního pojištěnce jest [Viz pojednání dra E. Schoenbauma v časopise pro pěstování matematiky a fysiky, ročník L. (1921) str. 263.]

17a^aa_x(z) = (D^aa17_sa⁽¹²⁾_x(z) - ¹⁷N^a_s(z))/D^aa_x = ¹⁷N^aa_s(x)/D^aa_x

V tomto vzorci vzat jest odečtením členu ¹⁷N^a_s(z) ohled na zánik vychovávacího příplatku pro případ úmrtí starobního důchodce, ať jako aktivního nebo invalidního. Ježto v číslech ¹⁷a^ai_x(z) jest však respektováno vyplácení příplatků k invalidnímu důchodu také v případě, nastoupí-li invalidita po dosažení hraničního stáří s, jest v pensijním schématu, které poskytuje invalidní i starobní důchod a příplatky k jedinému z nich, nutno odečísti od N^aix(z) člen ¹⁷N^ai_s(z).

Všechna základní čísla potřebná k výpočtům příplatků vychovávacích, jakož i hodnoty příslušné jsou obsaženy v tabulkách XXXIV. a násl.

VI. Početní podklady pro vystižení závislosti nároků na mzdě.

V tab. čís. 69 je vypočteno ryzí pojistné pro nároky plynoucí ze stoupání invalidního a starobního důchodu po uplynutí čekací doby.

Z této tabulky a zvláště z další tab. č. 70 jest patrno, že změny třídy mohou vésti k zatížení Ústřední sociální pojišťovny, pro něž by nebylo úhrady v pojistném přes ta, že důchody vyměřují se jednou pětinou zaplacených příspěvků, tedy podle průměru mzdových tříd.

Z tohoto důvodu bylo při výpočtu pojistného přihlíženo též k vlivu, jaký mají změny mzdy v závislosti na stáří pojištěnce na výši pojistného.

Za tím účelem bylo nutno zjisti, jak mění se mzda dělníků se stářím. Čísel odvozených z úrazové statistiky sdělených ve výtahu všeobecného úvodu, nebylo lze pro tento účel použíti, vzhledem k časové odlehlosti, vzhledem k změnám, které válečnými a poválečnými poměry, jakož i přírůstkem kolektivních smluv ve mzdové statistice nastaly. Z čísel těchto byl však odvozen důsledek také odjinud známý, že mzda stoupá se stářím dělníka od 15. roku stáří až do 25. roku zůstává pak stejná, načež po dosažení 40ti let klesá.

K číselnému vystižení této závislosti na stáří použito bylo těchto pramenů:

Tabulka čís. 69.

pm = (4N^ai_m+4 + S^ai_m+5 - S^ai₆₆ + (65-m) N^aa(12)₆₅)/N^aa(52)_m - N^aa(52)₆₅

p_m,v = (S^ai_m+v+1 - S^ai₆₆ + (65 - m - v) N^aa(12)₆₅)/N^aa(52)_m+v - N^aa(52)₆₅

Tabulka čís. 70.

(pm - p_m,v)a^aa(52)_m+v,65-m-v

1. Přehled průměrných mezd dělnických 1. ledna 1923, sestavený ministerstvem sociální péče.

2. Ustanovení devíti kolektivních smluv o mzdě. [Jsou to tyto smlouvy:

a) Směrnice pro úpravu pracovních a námezdních poměrů čeledi a dělnictva zemědělského v Čechách za rok 1922.

b) Mzdové a pracovní podmínky ve sklářském průmyslu platné od 3. dubna 1922.

c) Kolektivní smlouva pro průmysl porculánový platná od 12. června 1922.

d) Pracovní smlouva uzavřená mezi místní skupinou Ústředního svazu československých průmyslníků v Plzni se strany jedné a mezi dělnickými organisacemi se strany druhé. Platnost smlouvy od 15. června 1922 do 1. března 1923 (kovodělníci).

e) Mzdová a pracovní smlouva pro dřevodělnictvo severních Čech, platná od 1. června 1922.

f) Mzdová pracovní smlouva pro kožedělníky v severních Čechách.

g) Kolektivní smlouva s dělníky pivovarů v Čechách, platná od 9. dubna 1922 i v r. 1923.

h) Kolektivní smlouva pro lučební průmysl (Skupina v Ústí n. L.), platná v druhé polovině roku 1922.

k) Všeobecná kolektivní smlouva pro živnosti a průmysly stavební s platností od června do konce roku 1922 v celé oblasti republiky Československé.]

Z tohoto materiálu byla odvozena tabulka, která udává mzdu 15- až 16letého dělníka v procentech mzdy dospělého odborného dělníka ve věku průměrně 25 let.

Tabulka č. 71.

Označíme-li g₁₆ mzdu 15- až 16letého dělníka a g₂₅ mzdu 25letého dělníka jest

100 (g₁₆/g₂₅) = s

Shrneme-li všecky skupiny kromě zemědělství, dostáváme pro muže s_m = 50,5, pro ženy s_ž = 57,1. Se zahrnutím zemědělských skupin jsou obdobná čísla 56.3 pro muže a 58,0 pro ženy.

Převratné hodnoty čísel s (s = 100/s) udávají průměrnou mzdu 25letéha pojištěnce, je-li základní mzda dělníka 15- až 16letéha označena. 1.

Vzhledem k tomuto výsledku bylo předpokládáno stoupání mzdy v periodě mezi 15. a 25. rokem 10 procenty ročně.

Označíme-li výši mzdy x-letého pojištěnce s_x, jest vyjádřena výše mzdy v závislosti na stáří algebraicky vztahy

s_15+k = (l + 0,1 k) s15, pro k = 0, 1, 2 ... 10,

s_25+k = s₂₅ = 2S₁₅, pro k > 10

s jichž použitím lze odvoditi pro výpočet hodnot pojistných při přihlížení k závislosti mzdy na stáří tyto vzorce:

1. Hodnota aktivitního důchodu pro placení pojistného týdně,

a) platí-li se pojistné pouze do 65 let

a^aa(52)(s)_15+k,65-x = 1/D^aa_15+k(1+0,1k)N^aa(52)_15+k + 0,1(S^aa(52)_26+k - S^{aa (52)}₂₆) - 2N^aa(52)₆₆)

b) přihlížíme-li k § 112, odst. 1. vládního návrhu

(p)a^aa(52)(s)_15+k = 1/D^aa_16+k(1+0,1k)N^aa(52)_15+k + 0,1(S^aa(52)_16+k - S^aa(52)₂₆) - 2⁷²E_x-65a_xN^aa(52)_x)

2. Hodnota starobního důchodu byla počítá na ve shodě se vzorcem

s_25+k = s₂₅ = 2s₁₅

3. Pro důchod vyplácený v případě invalidity, nastalé po skončení doby čekací, jest

4a^ai(s)_15+k = 1/D^aa_15+k(1 + (k + ³/₂)0,1)D^ai_19+k + (1 + (4 + k)0,1)N^ai_20+k+0,1(S^ai_22+k - S^ai₂₇)

4. Hodnota zvyšovacích částí důchodu invalidního

a) v případě, že invalidní důchod stoupá pouze do 65 let stáří pojištěncova, je dána vzorcem

5⁶⁵a^ai(s)_15+k = 1/D^aa_15+k(1 + (k + 2)0,1)N^ai_20+k + (1 + (5 + k)0,1)S^ai_21+k + 0,1(U^ai_22+k - U^ai₂₇) - 2S^ai₆₆)

b) přihlížíme-li k podmínkám § 112, odst. 1. vládního návrhu

5a^ai(s)(p)_15+k = 1/D^aa_15+k(1 + (k + 2)0,1)N^ai_20+k + (1 + (5 + k)0,1)S^ai_21+k + 0,1(U^ai_22+k - U^ai₂₇) - 2S^ai₆₆ - ⁷²E_{x-65 yx}N^ai_x+1)

Hodnoty počítané podle těchto vzorců [Na místě koeficientu [1 + (k + ³/₂) 0,1] nastoupí pro k = 8,9 1,925, 1,975 a součinitel [1 + (k + 2) 0,1] má pro k = 7, 8, 9 hodnotu 1,88, 1,94, 1,98; konečně platí podmínky

[1 + (4 + k)0,1] = 2

[1 +(5 + k)0,1] = 2] obsaženy jsou v tabulkách XVII., XVIII., XXIV., XLI. a XLII.

VII. Úroková míra.

Všecky výpočty této důvodové zprávy, tudíž také výpočet průměrného pojistného, byly provedeny za předpokladu, že jmění Ústřední sociální pojišťovny poskytne trvale 4proc. úrokový výnos. K odůvodnění této volby, odpovídající volbě úrokové míry úrazového a pensijního pojištění v Československé republice a úrokové míře všech rakouských osnov sociálního pojištění budiž na příklad v tabulce č. 72 podán průměrný roční úrokový výnos říšsko-německého pojištění invalidního [Výpočty německého a anglického sociálního pojištění byly založeny dokonce na úrokové míře 3 a 3¹/₂%.].

Tabulka č. 72.

Průměrný roční úrokový výnos říšskoněmeckého pojištění invalidního. [Výpočty německého a anglického sociálního pojištění byly založeny dokonce na úrokové míře 3 a 3¹/₂%.]

(Část jmění uložena v cenných papírech a půjčkách.)

Úrokový výnos ústavů sociálního pojištění Československé republiky převyšuje v poslední době značně 4%. Tak byl na př. úrokový výnos Všeobecného pensijního ústavu v letech 1919 1,468%, 1920 4,048%, 1921 5,403%, 1922 5,741%.

Avšak trvale lze sotva počítati s vyšším úrokovým výnosem nežli čtyřprocentním. Při této příležitosti nutno poznamenati, že volba vyšší úrokové míry pro přechodnou dobu několika roků, neměla aby podstatného vlivu na snížení pojistného.