Aktuariat i matematyka finansowa. Probabilistyczne modele ryzyka ubezpieczeniowego
|
|
- Zuzanna Olejnik
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Aktuariat i matematyka finansowa Probabilistyczne modele ryzyka ubezpieczeniowego
2 Ryzyko jako przedmiot ubezpieczenia Ryzyko pewna sytuacja (zjawisko), która może, ale nie musi wygenerować zdarzenie niekorzystne, które pociąga za sobą niebezpieczeństwo lub stratę. Hazard zespół warunków i okoliczności, w których Dane ryzyko realizuje się, czyli pojawiają się straty.
3 Cechy ryzyka Nie jest jednorodne Zmienne Uzależnione od czasu Uwzględnia dynamikę Powinno zawierać w sobie czynniki uwzględniające jego charakter
4 Rodzaje hazardu Hazard fizyczny warunki zewnętrzne lub cechy fizyczne, które bezpośrednio wpływają na nasilenie przyczyn strat i na wzrost niebezpieczeństwa Hazard moralny zespół warunków podmiotowych danej osoby wyrażających się w negatywnych tendencjach charakterologicznych, takich jak: nieuczciwość, skłonność do defraudacji itp. Hazard duchowy subiektywna reakcja ubezpieczonego, która jest wywołana świadomością istnienia ochrony ubezpieczeniowej, co objawia się mniejszą starannością i dbałością o ubezpieczony obiekt i obojętnością wobec zagrożeń.
5 Podział ryzyka Z tytułu przedmiotu ubezpieczenia Ryzyko osobowe powoduje straty w dobrach osobistych Ryzyko majątkowe powoduje straty wynikające z posiadania mienia ruchomego i nieruchomego, prowadzenia działalności gospodarczej, wykonywania różnych zawodów, korzystania z różnych usług finansowych itp. Z tytułu przedmiotu kontraktu ubezpieczeniowego Ryzyko czyste jego realizacja powoduje tylko stratę, a brak realizacji nie przynosi ani straty ani zysku Ryzyko spekulatywne jego realizacja przynosi stratę brak straty i zysku. Z tytułu postrzegania ryzyka Ryzyko subiektywne Ryzyko obiektywne
6 Własności ubezpieczalności ryzyka Losowość Definiowalność Mierzalność Powtarzalność Brak szkód katastroficznych
7 Zmienne opisujące ryzyko Wartość szkód zmienne losowe ciągłe Liczba szkód - zmienne losowe skokowe Momenty czasowe w których występują szkody
8 Miary ryzyka ubezpieczeniowego Wartość oczekiwana Odchylenie standardowe Wariancja Współczynnik zmienności Współczynnik skośności
9 Przestrzeń zdarzeń elementarnych (Ω) Doświadczenia wzajemnie wykluczające się o losowym charakterze są opisane za pomocą zdarzeń elementarnych ω, które są elementami przestrzeni zdarzeń elementarnych Gdy przestrzeń zdarzeń elementarnych jest skończona, albo przeliczalna to każdy jest podzbiór nazywamy zdarzeniem losowym Gdy przestrzeń zdarzeń elementarnych jest nieprzeliczalna, spośród jej podzbiorów wyróżnia się pewną klasę podzbiorów Ƒ, zwaną σ ciałem zdarzeń.
10 Przeliczalne addytywne σ ciało zdarzeń Niepusta klasa podzbiorów Ƒ spełniająca następujące warunki Ω ε Ƒ A Ƒ A = Ω Aε Ƒ A i Ƒ, i N i=1 A i Ƒ Zdarzeniem losowym jest cała przestrzeń (zdarzenie pewne) i zbiór pusty (zdarzenie niemożliwe)
11 Prawdopodobieństwo (miara probabilistyczna) Funkcja P określona na σ ciele Ƒ, przyporządkowująca każdemu A Ƒ liczbę P(A) 0,1 zgodnie z następującymi warunkami: P(A) 0 dla każdego zdarzenia A Ƒ, P(Ω) = 1, (postulat unormowania), Jeżeli A 1, A 2,, A n jest dowolnym ciągiem parami rozłącznych zdarzeń ze zbioru Ƒ, to: P( i=1 A i ) = i=1 P A i. Postulat przeliczalnej addytywności. Ω, Ƒ, P przestrzeń probabilistyczna (przestrzeń prawdopodobieństwa, model probabilistyczny) R przestrzeń liczb rzeczywistych
12 Zmienna losowa Funkcja rzeczywista X ( ma wartość w przestrzeni R), określona na przestrzeni Ω zdarzeń elementarnych, mająca następującą własność: dla każdej liczby rzeczywistej x zbiór zdarzeń elementarnych ω, dla których spełniona jest nierówność X(ω) < x, jest zdarzeniem, czyli w: X ω < x Ƒ dla każdego x R
13 Dystrybuanta Funkcja F określona na całym zbiorze liczb rzeczywistych, o wartościach w przedziale [0,1] wzorem F(x) = P(ω: X(ω) x), x R. Własności: niemalejąca, prawostronnie ciągła, lim n F x = 1, lim n F x = 0
14 Zmienna losowa skokowa Określona przez rozkład prawdopodobieństwa albo funkcję prawdopodobieństwa P(X = x k ) = p k > 0, k = 0, 1, 2,, Gdzie: x k - punkty skokowe p k - skoki Dystybuanta F x = xk x p k, Warunek unormowania k p k = 1.
15 Zmienna losowa ciągła Zmienna losowa X, dla której istnieje nieujemna funkcja f(x) taka, że dla każdego rzeczywistego x zachodzi relacja x F x = f t dt, f(x) gęstość prawdopodobieństwa (gęstość zmiennej losowej ciągłej, pochodna dystrybuanty) Dla funkcji ciągłej w punkcie F x = f(x)
16 Prawdopodobieństwo warunkowe P A B Prawdopodobieństwo zdarzenia A pod warunkiem że zaszło zdarzenie B nazywamy iloraz prawdopodobieństwa łącznego zajścia zdarzeń A i B przez prawdopodobieństwo zdarzenia B P A B = P(A B), gdzie P(B)>0. P(B)
17 Niezależność zdarzeń A i B P A B = P A P B, Gdzie P(A)>0 i P(B)>0, wówczas P A B = P A, P B A = P(B)
18 Przeliczalny zupełny (całkowity) układ zdarzeń A 1 A 2 A 3 =Ω, A 1 A 2 = dla i j P(A i )>0 dla i= 1,2,
19 Skończony zupełny (całkowity) układ zdarzeń A 1 A 2 A 3 A n =Ω, A 1 A 2 = dla i j P(A i )>0 dla i= 1,2,,n
20 Prawdopodobieństwo zupełne (całkowite) Gdy zdarzenia A 1, A 2, A 3,, A n (A 1, A 2, A 3, ) tworzą zupełny układ zdarzeń dla i =1, 2, 3,, n (i =1, 2, 3, ), to dla dowolnego B Ƒ zachodzi równość: P B = i P A i P B A i
21 Wzór Bayesa Gdy zdarzenia A 1, A 2, A 3,, A n (A 1, A 2, A 3, ) tworzą zupełny układ zdarzeń dla i =1, 2, 3,, n (i =1, 2, 3, ) oraz P(B)>0, to P A k B = P A k P B A k i P A i P B A i
22 Wartość oczekiwana E(X) E X = k x k p k - dla zmiennej losowej skokowej, + E X = xf x dx - dla zmiennej losowej ciągłej. Własności: E(c) = c, E(cX) = ce(x), E(X +c) = E(X) + c, E(X E(X)) = 0, E(X + Y) = E(X) + E(Y), E(XY) = E(X)E(Y), gdy X i Y są niezależne.
23 Moment rzędu l (μ l c ) Momentem rzędu l (l=1,2,3, ) względem liczby c zmiennej losowej X nazywamy: μ c l = k (x k c) l p k - dla zmiennej losowej skokowej, μ c + l = (x c) l f x dx - dla zmiennej losowej ciągłej,
24 Moment zwykły (m l ) Jeżeli c=0 to: m l = k x l k p k dla zmiennej losowej skokowej, + m l = x l f x dx dla zmiennej losowej ciągłej.
25 Moment centralny (μ l ) Jeżeli c=m 1 to: μ l = k (x k m 1 ) l p k dla zmiennej losowej skokowej, + μ l = (x m1 ) l f x dx dla zmiennej losowej ciągłej.
26 Wariancja (σ x 2, D 2 X, Var(X)), odchylenie standardowe (σ X, D(X)) D 2 X = k [x k E(X)] 2 p k dla zmiennej losowej skokowej, D 2 + X = [x E X ] 2 f x dx dla zmiennej losowej ciągłej. Zadania: Własności wariancji: D 2 c = 0, D 2 cx = c 2 D 2 X, D 2 c + X = D 2 X, D 2 X ± Y = D 2 X + D 2 Y D 2 X = E X 2 (E X ) 2
27 Przykład Wyznaczyć wariancję i odchylenie standardowe dla następujących danych Liczba P(X) 0,05 0,05 0,1 0,15 0,3 0,15 0,1 0,05 0,05
28 Współczynnik zmienności Względna miara rozproszenia danych V = σ E(X) Na podstawie cen akcji wybranych 4 spółek indeksu WIXX w roku 2008, proszę obliczyć dla każdej ze spółek: 1/ średnią stopę zwrotu, 2/ odchylenie standardowe, 3/ współczynnik zmienności, oraz oceń, która ze spółek jest najbardziej, najmniej ryzykowna?
29 Współczynnik asymetrii Miara asymetrii/skośności rozkładu danych A = μ 3 σ 3
30 Rozkład normalny Zmienna X ma rozkład normalny o parametrach m x, σ x X~N m x, σ x, gdy funkcja gęstości przyjmuje postać: f x = 1 σ x 2π exp((x m x) 2 2σ2 x gdzie σ x > 0, m x εr., < x < +, Gdy m x = 0 i σ x =1 to standardowy rozkład normalny.
31 Tablice trwania życia Opracowywane osobno dla kobiet i mężczyzn przy uwzględnieniu ich warunków życia oraz czynników na nie wpływających (geograficznych, społecznych, ekonomicznych) Zawierają przeważnie przedział wiekowy lat lub 110 lat Charakterystyczne dla populacji danego kraju
32 Oczekiwana liczba osób dożywających l x A X = k=0 v k+1 d x+k Gdzie: A X - jednorazowa składka netto l x - oczekiwana liczba osób dożywających l x A X - łączna składka netto na ubezpieczenie na całe życie x liczba lat v - czynnik dyskontujący d - efektywna stopa procentowa
33 Zdyskontowana liczba osób żyjących D x = v x l x Liczba osób zmarłych d x d x = l x+1 l x Zdyskontowana liczba osób zmarłych C x = v x+1 d x
34 Prawdopodobieństwo zgonu q x = d x l x Prawdopodobieństwo przeżycia tp x = l x+t l x
35 Renta Ciąg płatności o ustalonej wysokości, które powtarzają się w regularnych odstępach czasu (najczęściej miesięcznych), inaczej systematycznie uzyskiwany dochód z kapitału, nie wymagający wkładu pracy. Renta życiowa Umowa w której ubezpieczyciel zobowiązuje się do regularnych wypłat w formie ustalonych kwot, w pewnym okresie lub dożywotnio lecz nie dłużej niż do chwili zgonu. Ryzyko ponoszone przez ubezpieczyciela to okres życia ubezpieczonego. Zależy od: Wysokości składek, Okresu składkowego, Umieralności ubezpieczonych
36 Podział rent życiowych Okresowe Dożywotnie Odroczone Pewne
37 Wartość aktuarialna Wartość oczekiwana E(Z) wartości obecnej Z tego świadczenia Z góry: n letnia a n = p 1 vn d m razy w roku a m n = p 1 vn d (m) Z dołu: n letnia a n = p 1 vn i m razy w roku a m n = p 1 vn i (m) N - letnia ciągła a n = 1 vn r nom
38 Renta pełna Rentobiorca żyje i renta trwa do końca jego życia a x = k=0 Dx+k D x Renta okresowa n - letnia Płatna na początku każdego roku przez n lat, gdy rentobiorca żyje przez okres n lat. Gdy rentobiorca rozpoczął pobieranie tej renty w wieku x lat, to będzie ją pobierał do wieku x+n, jeżeli dożyje. Natomiast w przypadku zgonu wypłacanie renty zostaje przerwane A. a x:n = k=0 Dx+k k=0 Dx+k+n D x
39 Renta odroczona o n lat Płatna na początek każdego roku do momentu zgonu rentobiorcy, przy czym pobieranie renty rozpoczyna się w wieku x+n lat, tzn. po n letnim okresie odroczenia n / a x = k=0 Dx+k+n D x Renta okresowa n letnia odroczona o m lat Płatna na początek każdego roku, gdy rentobiorca żyje począwszy od roku x+m, ale nie dłużej niż przez n lat m / nax= k=0 Dx+k+m k=0 D x Dx+k+m+n
40 Zakumulowana (aktuarialna) wartość renty Gdy rentobiorca żyje S x:n = k=0 Dx+k k=0 D x+n Dx+k+n Zmienne renty (la) x:n = k=0 Nx+k k=0 Dx+k+n n k=0 D x+n Dx+k+n
41 Renta pełna płatna z dołu a x = k=0 D x+k+1 D x Renta okresowa płatna z dołu n letnia a x:n = k=0 D x+k+1 k=0 D x D x+k+n+1 Renta odroczona płatna z dołu o n lat n / a x = k=0 D x+k+n+1 D x
42 Renta okresowa płatna z dołu n letnia odroczona o m lat m / nax = k=0 D x+k+m+1 k=0 D x D x+k+m+n+1 Zakumulowana wartość renty płatnej z dołu n letniej okresowej S x:n = k=0 D x+k+1 k=0 D x+n D x+k+n+1 Renty zmienne (płatne z dołu) (la) x:n = k=0 Nx+k+1 k=0 Dx+k+n+1 n k=0 D x+n Dx+k+n+1
43 Przykład Jaki kapitał pozwoli na wypłacanie miesięcznej renty stałej w wysokości 600 PLN z góry przez okres 7 lat, gdy stopa procentowa wynosi 4% oraz składki są płacone z góry i z dołu.
44 Przykład Korzystając z tablic trwania życia dla mężczyzn z 2012 roku, oblicz wartość rent a) a 65 wartość renty pełnej płatnej z góry dla 65 letniego mężczyzny, b) 32/ a 33 wartość renty odroczonej o 32 lata dla 33 letniego mężczyzny, c) a 33:32 wartość renty okresowej trwającej 32 lata dla 33 letniego mężczyzny.
45 Przykład Jak wielki fundusz powinien zgromadzić ubezpieczony, aby wykupić ubezpieczenie renty w wysokości PLN miesięcznie, płatnej na koniec roku przez okres 30 lat, przy rocznej stopie procentowej 6%. W przypadku zgonu ubezpieczeniowego przed końcem trwania ubezpieczenia rentę będzie pobierać osoba przez niego upoważniona.
46 Podział ubezpieczeń - Ubezpieczenia na życie 1. Ubezpieczenia na życie. 2. Ubezpieczenia posagowe, zaopatrzenia dzieci. 3. Ubezpieczenia na życie, jeżeli są związane z ubezpieczeniowym funduszem kapitałowym. 4. Ubezpieczenia rentowe. 5. Ubezpieczenia wypadkowe i chorobowe, jeśli są uzupełnieniem ubezpieczeń wymienionych w grupach 1-4.
47 Podział ubezpieczeń - Pozostałe ubezpieczenia osobowe oraz ubezpieczenia majątkowe 1. Ubezpieczenia wypadku, w tym wypadku przy pracy i choroby zawodowej: 1) świadczenia jednorazowe; świadczenia powtarzające się; 3) połączone świadczenia, o których mowa w pkt 1 i 2; 4) przewóz osób. 2) 2. Ubezpieczenia kombinowane. choroby: 1) świadczenia jednorazowe; 2) świadczenia powtarzające się; 3) świadczenia 3. Ubezpieczenia casco pojazdów lądowych, z wyjątkiem pojazdów szynowych, obejmujące szkody samochodowych; 2) pojazdach lądowych bez własnego napędu. w: 1) pojazdach 4. Ubezpieczenia casco pojazdów szynowych, obejmujące szkody w pojazdach szynowych. 5. Ubezpieczenia casco statków powietrznych, obejmujące szkody w statkach powietrznych. 6. Ubezpieczenia żeglugi morskiej i śródlądowej casco statków żeglugi morskiej i statków żeglugi śródlądowej, obejmujące szkody w: 1) statkach żeglugi morskiej; 2) statkach żeglugi śródlądowej. 7. Ubezpieczenia przedmiotów w transporcie, obejmujące szkody na transportowanych przedmiotach, niezależnie od każdorazowo stosowanych środków transportu. 8. Ubezpieczenia szkód spowodowanych żywiołami, obejmujące szkody rzeczowe nieujęte w grupach 3-7, spowodowane przez: 1) ogień; 2) eksplozję; 3) burzę; 4) inne żywioły; 5) energię jądrową; 6) obsunięcia ziemi lub tąpnięcia. 9. Ubezpieczenia pozostałych szkód rzeczowych (jeżeli nie zostały ujęte w grupie 3, 4, 5, 6 lub 7), wywołanych przez grad lub mróz oraz inne przyczyny (jak np. kradzież), jeżeli przyczyny te nie są ujęte w grupie 8.
48 Podział ubezpieczeń - Pozostałe ubezpieczenia osobowe oraz ubezpieczenia majątkowe - cd 10. Ubezpieczenia odpowiedzialności cywilnej wszelkiego rodzaju, wynikającej z posiadania i użytkowania pojazdów lądowych z napędem własnym, łącznie z ubezpieczeniem odpowiedzialności przewoźnika. 11. Ubezpieczenia odpowiedzialności cywilnej wszelkiego rodzaju, wynikającej z posiadania i użytkowania statków powietrznych, łącznie z ubezpieczeniem odpowiedzialności przewoźnika. 12. Ubezpieczenia odpowiedzialności cywilnej za żeglugę morską i śródlądową, wynikającej z posiadania i użytkowania statków żeglugi śródlądowej i statków morskich, łącznie z ubezpieczeniem odpowiedzialności przewoźnika. 13. Ubezpieczenia odpowiedzialności cywilnej (ubezpieczenie odpowiedzialności cywilnej ogólnej) nieujętej w grupach Ubezpieczenia kredytu, w tym: 1) ogólnej niewypłacalności; hipotecznego, kredytu rolniczego. 2) kredytu eksportowego, spłaty rat, kredytu 15. Gwarancja ubezpieczeniowa: 1) bezpośrednia; 2) pośrednia. 16. Ubezpieczenia różnych ryzyk finansowych, w tym: 1) ryzyka utraty zatrudnienia; 2) niewystarczającego dochodu; 3) złych warunków atmosferycznych; 4) utraty zysków; 5) stałych wydatków ogólnych; 6) nieprzewidzianych wydatków handlowych; 7) utraty wartości rynkowej; 8) utraty stałego źródła dochodu; 9) pośrednich strat handlowych poza wyżej wymienionymi; 10) innych strat finansowych. 17. Ubezpieczenia ochrony prawnej. 18. Ubezpieczenia świadczenia pomocy na korzyść osób, które popadły w trudności w czasie podróży lub podczas nieobecności w miejscu zamieszkania.
49 Ryzyko ubezpieczeniowe w ubezpieczeniach typu non - life Ryzyko ubezpieczeniowe objęte jedną polisą ubezpieczeniową mogą być następujące sytuacje: Jedno ryzyko ubezpieczeniowe generuje albo jeden wypadek ubezpieczeniowy, albo nie występuje żaden wypadek ubezpieczeniowy w okresie ubezpieczenia, Jedno ryzyko ubezpieczeniowe generuje kilka wypadków ubezpieczeniowych lub nie występuje wypadek ubezpieczeniowy w okresie ubezpieczenia, Jedną polisą objętych jest kilka typów ryzyka ubezpieczeniowego i wówczas do każdego z nich mają zastosowanie oba przypadki.
50 Wskaźniki liczby szkód Wskaźnik częstotliwości wypadków ubezpieczeniowych, Wskaźnik rozszerzalności wypadków ubezpieczeniowych, Wskaźnik częstości roszczeń, Wskaźnik intensywności działania wypadków ubezpieczeniowych.
51 Wskaźnik częstości wypadków ubezpieczeniowych Gdzie: N liczba polis lub ubezpieczonych rodzajów ryzyka n liczba wypadków ubezpieczeniowych. n N W przypadku licznego portfela polis za wartość tego wskaźnika przyjmuje się przybliżoną miarę prawdopodobieństwa wystąpienia wypadku ubezpieczeniowego w badanym portfelu ryzyka.
52 Wskaźnik rozszerzalności wypadków ubezpieczeniowych Gdy w danym typie ubezpieczeń obserwuje się zjawisko kumulacji rodzajów szkód, Występuje w ubezpieczeniach transportowych, ogniowych, powodziowych, katastroficznych i innych, gdy jeden wypadek powoduje kilka szkód (roszczeń). m Gdzie: m liczba szkód (roszczeń) n liczba wypadków ubezpieczeniowych n
53 Wskaźnik częstości roszczeń Każde roszczenie traktowane jest jako oddzielny wypadek ubezpieczeniowy, a tak jest w ubezpieczeniach osobowych, nie oblicza się ostatniego wskaźnika, gdyż pokrywa się on ze wskaźnikiem częstości wypadków ubezpieczeniowych m Gdzie: m liczba roszczeń (szkód) N liczba polis N
54 Wskaźnik intensywności działania wypadków ubezpieczeniowych Stosunek sumy odszkodowań (Z) do sumy ubezpieczeń (S) dla obiektów w których pojawiła się szkoda. z s m Opisuje jaka w przybliżeniu część wartości majątku, w którym powstała szkoda, uległa zniszczeniu.
55 Elementy opisu szkód Trendy, Cykle, Krótkookresowe wahania, Fluktuacje czysto losowe.
56 Wartość szkód Wielkości szkód są najczęściej małe i średnie, stąd liczba danych obserwowalnych jest duża, co pozwala zastosować modelowanie empiryczne i utworzyć szereg rozdzielczy oraz wyznaczyć dystrybuantę empiryczną; Wielkie odszkodowania występują rzadko, czyli z małymi prawdopodobieństwami, i stąd mało jest o nich danych. Stosuje się modelowanie teoretyczne, czyli założyć hipotetyczny rozkład i zweryfikować hipotezę o rozkładzie za pomocą statycznych testów istotności nieparametrycznych; Wielkości szkód należy analizować w kontekście czasowym i przestrzennym, gdyż mogą one być zmienną czasu i występować ze zróżnicowanymi wartościami w różnych regionach; Należy uwzględnić inflację; Wartości szkód są związane z sumą ubezpieczenia, czyli górną granicą odpowiedzialności ubezpieczyciela, lub z decyzjami reasekuracyjnymi, które ustalają udział własny ubezpieczyciela i automatycznie określają górną granicę zbioru obserwacji; Rozkład prawdopodobieństwa wartości tej zmiennej jest przeważnie asymetryczny i w przypadku dużych roszczeń, z tak zwanym wyciągniętym i ciężkim ogonem; Wartości szkód przyjmują wartości rzeczywiste i dlatego opisują je zmienne losowe ciągłe.
57 Dziękuję za uwagę
(Jan Łazowski, Wstęp do nauki o ubezpieczeniach)
UBEZPIECZENIE Ubezpieczenie to urządzenie gospodarcze zapewniające pokrycie przyszłych potrzeb majątkowych, wywołanych u poszczególnych jednostek przez odznaczające się pewną prawidłowością zdarzenia losowe,
Bardziej szczegółowoUbezpieczenia majątkowe
Wprowadzenie do ubezpieczeń Uniwersytet Przyrodniczy we Wrocławiu Instytut Nauk Ekonomicznych i Społecznych 2016/2017 Literatura N. L. Bowers i inni, Actuarial Mathematics, The Society of Actuaries, Itasca,
Bardziej szczegółowoZmienne losowe i ich rozkłady. Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 10 października 2014
Zmienne losowe i ich rozkłady. Momenty zmiennych losowych. Wrocław, 10 października 2014 Zmienne losowe i ich rozkłady Doświadczenie losowe: Rzut monetą Rzut kostką Wybór losowy n kart z talii 52 Gry losowe
Bardziej szczegółowoZadanie 1. Liczba szkód N w ciągu roku z pewnego ryzyka ma rozkład geometryczny: k =
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 0.0.006 r. Zadanie. Liczba szkód N w ciągu roku z pewnego ryzyka ma rozkład geometryczny: k 5 Pr( N = k) =, k = 0,,,... 6 6 Wartości kolejnych szkód Y, Y,, są i.i.d.,
Bardziej szczegółowoUBEZPIECZ SIĘ, NAJLEPIEJ U MATEMATYKA
KARIERA MATEMATYKĄ KREŚLONA UBEZPIECZ SIĘ, NAJLEPIEJ U MATEMATYKA Ryzyko i ubezpieczenie Możliwość zajścia niechcianego zdarzenia nazywamy ryzykiem. Ryzyko prawie zawsze wiąże się ze stratą. Ryzyko i ubezpieczenie
Bardziej szczegółowoParametr Λ w populacji ubezpieczonych ma rozkład dany na półosi dodatniej gęstością: 3 f
Zadanie. W kolejnych latach t =,,,... ubezpieczony charakteryzujący się parametrem ryzyka Λ generuje N t szkód. Dla danego Λ = λ zmienne N, N, N,... są warunkowo niezależne i mają (brzegowe) rozkłady Poissona:
Bardziej szczegółowoRozdział 1. Zmienne losowe, ich rozkłady i charakterystyki. 1.1 Definicja zmiennej losowej
Rozdział 1 Zmienne losowe, ich rozkłady i charakterystyki 1.1 Definicja zmiennej losowej Zbiór możliwych wyników eksperymentu będziemy nazywać przestrzenią zdarzeń elementarnych i oznaczać Ω, natomiast
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych..00 r. Zadanie. Proces szkód w pewnym ubezpieczeniu jest złożonym procesem Poissona z oczekiwaną liczbą szkód w ciągu roku równą λ i rozkładem wartości szkody o dystrybuancie
Bardziej szczegółowoUbezpieczenia Sumplement do wykładów
Ubezpieczenia Sumplement do wykładów I. Podział ubezpieczeń na działy i grupy wg polskiego prawa (w skrócie) Dział I Ubezpieczenia na życie(szerzej na ten temat w wykładzie nr 4) 1. Ubezpieczenia na życie
Bardziej szczegółowoBiostatystyka, # 3 /Weterynaria I/
Biostatystyka, # 3 /Weterynaria I/ dr n. mat. Zdzisław Otachel Uniwersytet Przyrodniczy w Lublinie Katedra Zastosowań Matematyki i Informatyki ul. Głęboka 28, p. 221 bud. CIW, e-mail: zdzislaw.otachel@up.lublin.pl
Bardziej szczegółowoCo to jest ubezpieczenie???
SYSTEM UBEZPIECZEŃ SPOŁECZNYCH Prowadzący: dr Jacek Rodzinka Co to jest ubezpieczenie??? INSTYTUT BADAŃ i ANALIZ FINANSOWYCH pokój RA 50, tel. (17) 866 15 29 1 jrodzinka@wsiz.rzeszow.pl 2 Słownik języka
Bardziej szczegółowoWYKŁAD 2. Zdarzenia losowe i prawdopodobieństwo Zmienna losowa i jej rozkłady
WYKŁAD 2 Zdarzenia losowe i prawdopodobieństwo Zmienna losowa i jej rozkłady Metody statystyczne metody opisu metody wnioskowania statystycznego syntetyczny liczbowy opis właściwości zbioru danych ocena
Bardziej szczegółowoZmienne losowe. Statystyka w 3
Zmienne losowe Statystyka w Zmienna losowa Zmienna losowa jest funkcją, w której każdej wartości R odpowiada pewien podzbiór zbioru będący zdarzeniem losowym. Zmienna losowa powstaje poprzez przyporządkowanie
Bardziej szczegółowoPrzykład 1 W przypadku jednokrotnego rzutu kostką przestrzeń zdarzeń elementarnych
Rozdział 1 Zmienne losowe, ich rozkłady i charakterystyki 1.1 Definicja zmiennej losowej Niech Ω będzie przestrzenią zdarzeń elementarnych. Definicja 1 Rodzinę S zdarzeń losowych (zbiór S podzbiorów zbioru
Bardziej szczegółowoN ma rozkład Poissona z wartością oczekiwaną równą 100 M, M M mają ten sam rozkład dwupunktowy o prawdopodobieństwach:
Zadanie. O niezależnych zmiennych losowych N, M M, M 2, 3 wiemy, że: N ma rozkład Poissona z wartością oczekiwaną równą 00 M, M M mają ten sam rozkład dwupunktowy o prawdopodobieństwach: 2, 3 Pr( M = )
Bardziej szczegółowoMODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH
MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH WYKŁAD 4: UBEZPIECZENIA NA ŻYCIE Ubezpieczenie na życie jest to kontrakt (zwany polisą), w którym ubezpieczony zobowiązuje się do opłacenia składki (jednorazowo lub
Bardziej szczegółowoLiteratura. Leitner R., Zacharski J., Zarys matematyki wyŝszej dla studentów, cz. III.
Literatura Krysicki W., Bartos J., Dyczka W., Królikowska K, Wasilewski M., Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka Matematyczna w Zadaniach, cz. I. Leitner R., Zacharski J., Zarys matematyki wyŝszej
Bardziej szczegółowoĆwiczenia ZPI. Katarzyna Niewińska, ćwiczenia do wykładu Zarządzanie portfelem inwestycyjnym 1
Ćwiczenia ZPI 1 W banku A oprocentowanie lokat 4% przy kapitalizacji kwartalnej. W banku B oprocentowanie lokat 4,5% przy kapitalizacji miesięcznej. W banku A ulokowano kwotę 1000 zł. Jaki kapitał należy
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 4.04.0 r. Zadanie. Przy danej wartości λ parametru ryzyka Λ liczby szkód generowane przez ubezpieczającego się w kolejnych latach to niezależne zmienne losowe o rozkładzie
Bardziej szczegółowoStatystyka i eksploracja danych
Wykład II: i charakterystyki ich rozkładów 24 lutego 2014 Wartość oczekiwana Dystrybuanty Słowniczek teorii prawdopodobieństwa, cz. II Wartość oczekiwana Dystrybuanty Słowniczek teorii prawdopodobieństwa,
Bardziej szczegółowoSkładki i rezerwy netto
ROZDZIAŁ 6 Składki i rezerwy netto 1 Składki netto Umowę pomiędzy ubezpieczycielem a ubezpieczonym dotyczącą ubezpieczenia na życie nazywa się polisą ubezpieczeniową Polisa taka zawiera szczegółowe warunki
Bardziej szczegółowoUbezpieczenia w logistyce semestr zimowy 2017/2018
Ubezpieczenia w logistyce semestr zimowy 2017/2018 Maciej Szczepankiewicz Katedra Nauk Ekonomicznych Kontakt E: maciej.szczepankiewicz@put.poznan.pl Dyżury: Wt. 09.45-10.30 Cz. 09.30-10.15 Katedra Nauk
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych 1.10.2012 r.
Zadanie. W pewnej populacji każde ryzyko charakteryzuje się trzema parametrami q, b oraz v, o następującym znaczeniu: parametr q to prawdopodobieństwo, że do szkody dojdzie (może zajść co najwyżej jedna
Bardziej szczegółowoPrzestrzeń probabilistyczna
Przestrzeń probabilistyczna (Ω, Σ, P) Ω pewien niepusty zbiór Σ rodzina podzbiorów tego zbioru P funkcja określona na Σ, zwana prawdopodobieństwem. Przestrzeń probabilistyczna (Ω, Σ, P) Ω pewien niepusty
Bardziej szczegółowo3 Ubezpieczenia na życie
3 Ubezpieczenia na życie O ile nie jest powiedziane inaczej, w poniższych zadaniach zakładamy HJP. 3.1. Zadania 7.1-7.26 z Miśkiewicz-Nawrocka, Zeug-Żebro, Zbiór zadań z matematyki finansowej. 3.2. Mając
Bardziej szczegółowoMatematyka finansowa. Ćwiczenia ZPI. Ćwiczenia do wykładu Zarządzanie portfelem inwestycyjnym 1
Matematyka finansowa Ćwiczenia ZPI 1 Zadanie 1. Procent składany W banku A oprocentowanie lokat 4% przy kapitalizacji kwartalnej. W banku B oprocentowanie lokat 4,5% przy kapitalizacji miesięcznej. W banku
Bardziej szczegółowoW2 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa (przypomnienie)
W2 Podstawy rachunku prawdopodobieństwa (przypomnienie) Henryk Maciejewski Jacek Jarnicki Marek Woda www.zsk.iiar.pwr.edu.pl Rachunek prawdopodobieństwa - przypomnienie 1. Zdarzenia 2. Prawdopodobieństwo
Bardziej szczegółowoRACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA WYKŁAD 3.
RACHUNEK PRAWDOPODOBIEŃSTWA WYKŁAD 3. ZMIENNA LOSOWA JEDNOWYMIAROWA. Zmienną losową X nazywamy funkcję (praktycznie każdą) przyporządkowującą zdarzeniom elementarnym liczby rzeczywiste. X : Ω R (dokładniej:
Bardziej szczegółowoMODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH
MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH WYKŁAD 6: SKŁADKI OKRESOWE Składki okresowe netto Umowę pomiędzy ubezpieczycielem a ubezpieczonym dotyczącą ubezpieczenia na życie nazywa się polisą ubezpieczeniową
Bardziej szczegółowodr Hubert Wiśniewski 1
dr Hubert Wiśniewski 1 Agenda: 1. Rodzaje i czynniki ryzyka w przedsiębiorstwie ubezpieczeniowym. 2. Miary ryzyka przedsiębiorstwa ubezpieczeniowego. 3. Zarządzanie ryzykiem ubezpieczeniowym w przedsiębiorstwie
Bardziej szczegółowoFinansowanie ryzyka. Metody finansowania. Katedra Mikroekonomii WNEiZ US
Finansowanie ryzyka Metody finansowania FINANSOWANIE RYZYKA Finansowanie ryzyka Definicja: oznacza zarówno faktyczne finansowanie ryzyka jak i finansowanie strat Jest działalnością pasywną w odniesieniu
Bardziej szczegółowoPEWNE FAKTY Z RACHUNKU PRAWDOPODOBIEŃSTWA
PEWNE FAKTY Z RACHUNKU PRAWDOPODOBIEŃSTWA 1. Trójkę (Ω, F, P ), gdzie Ω, F jest σ-ciałem podzbiorów Ω, a P jest prawdopodobieństwem określonym na F, nazywamy przestrzenią probabilistyczną. 2. Rodzinę F
Bardziej szczegółowoRachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka
Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka W 2. Probabilistyczne modele danych Zmienne losowe. Rozkład prawdopodobieństwa i dystrybuanta. Wartość oczekiwana i wariancja zmiennej losowej Dr Anna ADRIAN Zmienne
Bardziej szczegółowoWykład 2 Zmienne losowe i ich rozkłady
Wykład 2 Zmienne losowe i ich rozkłady Magdalena Frąszczak Wrocław, 11.10.2017r Zmienne losowe i ich rozkłady Doświadczenie losowe: Rzut monetą Rzut kostką Wybór losowy n kart z talii 52 Gry losowe Doświadczenie
Bardziej szczegółowoRozkład normalny Parametry rozkładu zmiennej losowej Zmienne losowe wielowymiarowe
Statystyka i opracowanie danych W4 Rozkład normalny Parametry rozkładu zmiennej losowej Zmienne losowe wielowymiarowe Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407 adan@agh.edu.pl Rozkład normalny wykres funkcji gęstości
Bardziej szczegółowoUBEZPIECZENIA. Co to jest ubezpieczenie??? Warunki zaliczenia 2014-12-03. Literatura: Literatura: Słownik języka polskiego
Warunki zaliczenia Egzamin pisemny: 22 stycznia 2012 r. Godz. 11.05-12.40 w Sali RA3. UBEZPIECZENIA Prowadzący: dr Jacek Rodzinka Katedra Makroekonomii pokój A 109, tel. (17) 866 11 34 1 jrodzinka@wsiz.rzeszow.pl
Bardziej szczegółowoSTATYSTYKA MATEMATYCZNA. rachunek prawdopodobieństwa
STATYSTYKA MATEMATYCZNA rachunek prawdopodobieństwa treść Zdarzenia losowe pojęcie prawdopodobieństwa prawo wielkich liczb zmienne losowe rozkłady teoretyczne zmiennych losowych Zanim zajmiemy się wnioskowaniem
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka
Wykład VII: Rozkład i jego charakterystyki 22 listopada 2016 Uprzednio wprowadzone pojęcia i ich własności Definicja zmiennej losowej Zmienna losowa na przestrzeni probabilistycznej (Ω, F, P) to funkcja
Bardziej szczegółowoStatystyka. Wydział Zarządzania Uniwersytetu Łódzkiego
Statystyka Wydział Zarządzania Uniwersytetu Łódzkiego 2017 Zmienna losowa i jej rozkład Mając daną przestrzeń probabilistyczną, czyli parę (&, P) stanowiącą model pewnego doświadczenia losowego (gdzie
Bardziej szczegółowodla t ściślejsze ograniczenie na prawdopodobieństwo otrzymujemy przyjmując k = 1, zaś dla t > t ściślejsze ograniczenie otrzymujemy przyjmując k = 2.
Zadanie. Dla dowolnej zmiennej losowej X o wartości oczekiwanej μ, wariancji momencie centralnym μ k rzędu k zachodzą nierówności (typu Czebyszewa): ( X μ k Pr > μ + t σ ) 0. k k t σ *
Bardziej szczegółowoStatystyka. Magdalena Jakubek. kwiecień 2017
Statystyka Magdalena Jakubek kwiecień 2017 1 Nauka nie stara się wyjaśniać, a nawet niemal nie stara się interpretować, zajmuje się ona głównie budową modeli. Model rozumiany jest jako matematyczny twór,
Bardziej szczegółowoSpis treści CZĘŚĆ I. UBEZPIECZENIA GOSPODARCZE
Spis treści Wykaz skrótów......................................................... 8 Wstęp................................................................. 9 CZĘŚĆ I. UBEZPIECZENIA GOSPODARCZE 1. RYZYKO
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 0.0.005 r. Zadanie. Likwidacja szkody zaistniałej w roku t następuje: w tym samym roku z prawdopodobieństwem 0 3, w następnym roku z prawdopodobieństwem 0 3, 8 w roku
Bardziej szczegółowoRozdział 1. Wektory losowe. 1.1 Wektor losowy i jego rozkład
Rozdział 1 Wektory losowe 1.1 Wektor losowy i jego rozkład Definicja 1 Wektor X = (X 1,..., X n ), którego każda współrzędna jest zmienną losową, nazywamy n-wymiarowym wektorem losowym (krótko wektorem
Bardziej szczegółowoJeśli wszystkie wartości, jakie może przyjmować zmienna można wypisać w postaci ciągu {x 1, x 2,...}, to mówimy, że jest to zmienna dyskretna.
Wykład 4 Rozkłady i ich dystrybuanty Dwa typy zmiennych losowych Jeśli wszystkie wartości, jakie może przyjmować zmienna można wypisać w postaci ciągu {x, x 2,...}, to mówimy, że jest to zmienna dyskretna.
Bardziej szczegółowoJednowymiarowa zmienna losowa
1 Jednowymiarowa zmienna losowa Przykład Doświadczenie losowe - rzut kostką do gry. Obserwujemy ilość wyrzuconych oczek. Teoretyczny model eksperymentu losowego - przestrzeń probabilistyczna (Ω, S, P ),
Bardziej szczegółowo1 Elementy kombinatoryki i teorii prawdopodobieństwa
1 Elementy kombinatoryki i teorii prawdopodobieństwa 1.1 Elementy kombinatoryki W rozwiązywaniu pewnych problemów związanych z obliczaniem prawdopodobieństwa o skończonej liczbie zdażeń elementarnych bardzo
Bardziej szczegółowoMatematyka z el. statystyki, # 3 /Geodezja i kartografia II/
Matematyka z el. statystyki, # 3 /Geodezja i kartografia II/ Uniwersytet Przyrodniczy w Lublinie Katedra Zastosowań Matematyki i Informatyki ul. Akademicka 15, p.211a bud. Agro II, e-mail: zdzislaw.otachel@up.lublin.pl
Bardziej szczegółowoUbezpieczenia na życie
ROZDZIAŁ 4 Ubezpieczenia na życie Ubezpieczenie na życie jest to kontrakt (zwany polisą), w którym ubezpieczony zobowiązuje się do opłacenia składki (jednorazowo lub w ratach), a w zamian za to ubezpieczyciel
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo. Prawdopodobieństwo. Jacek Kłopotowski. Katedra Matematyki i Ekonomii Matematycznej SGH. 16 października 2018
Katedra Matematyki i Ekonomii Matematycznej SGH 16 października 2018 Definicja σ-algebry Definicja Niech Ω oznacza zbiór niepusty. Rodzinę M podzbiorów zbioru Ω nazywamy σ-algebrą (lub σ-ciałem) wtedy
Bardziej szczegółowoPrawdopodobieństwo i statystyka
Wykład II: Zmienne losowe i charakterystyki ich rozkładów 13 października 2014 Zmienne losowe Wartość oczekiwana Dystrybuanty Słowniczek teorii prawdopodobieństwa, cz. II Definicja zmiennej losowej i jej
Bardziej szczegółowoUBEZPIECZENIE KALKULACJA SKŁADEK
Ustalanie składek oraz świadczeń i odszkodowań. Składki, świadczenia i odszkodowania stanowią pozycje główne strumieni finansowych uruchamianych przez działalność ubezpieczeniową, główne pozycje rachunków
Bardziej szczegółowoMatematyka finansowa i ubezpieczeniowa - 11 Ubezpieczenia Ŝyciowe 2
Matematyka finansowa i ubezpieczeniowa - Ubezpieczenia Ŝyciowe 2 Składki netto w ubezpieczeniach Ŝyciowych Zakład ubezpieczeniowy pobiera za ubezpieczenia składkę brutto, składającą się ze składki netto
Bardziej szczegółowoUBEZPIECZENIA SPOŁECZNE. Informacje organizacyjne 3 marca 2015 r.
UBEZPIECZENIA SPOŁECZNE Informacje organizacyjne 3 marca 2015 r. Plan spotkania Tematyka zajęć Rekomendowana literatura Organizacja spotkań Warunki zaliczenia Przydatne informacje Zarys tematyki spotkań
Bardziej szczegółowo= µ. Niech ponadto. M( s) oznacza funkcję tworzącą momenty. zmiennej T( x), dla pewnego wieku x, w populacji A. Wówczas e x wyraża się wzorem: 1
1. W populacji B natężenie wymierania µ ( B ) x jest większe od natężenia wymierania ( A) µ x w populacji A, jednostajnie o µ > 0, dla każdego wieku x tzn. ( B) ( A) µ µ x = µ. Niech ponadto x M( s) oznacza
Bardziej szczegółowoUBEZPIECZENIA NA ŻYCIE
UBEZPIECZENIA NA ŻYCIE M BIENIEK Ubezpieczenie na życie jest to kontrakt pomiędzy ubezpieczycielem a ubezpieczonym gwarantujący, że ubezpieczyciel w zamian za opłacanie składek, wypłaci z góry ustaloną
Bardziej szczegółowo2. P (E) = 1. β B. TSIM W3: Sygnały stochastyczne 1/27
SYGNAŁY STOCHASTYCZNE Przestrzeń probabilistyczna i zmienna losowa Definicja Przestrzenią probabilistyczną (doświadczeniem) nazywamy trójkę uporządkowaną (E, B, P ), gdzie: E przestrzeń zdarzeń elementarnych;
Bardziej szczegółowoWykład 1 Zmienne losowe, statystyki próbkowe - powtórzenie materiału
Wykład 1 Zmienne losowe, statystyki próbkowe - powtórzenie materiału Magdalena Frąszczak Wrocław, 22.02.2017r Zasady oceniania Ćwiczenia 2 kolokwia (20 punktów każde) 05.04.2017 oraz 31.05.2017 2 kartkówki
Bardziej szczegółowoz przedziału 0,1 liczb dodatnich. Rozważmy dwie zmienne losowe:... ma złożony rozkład dwumianowy o parametrach 1,q i, gdzie X, wszystkie składniki X
Zadanie. Mamy dany ciąg liczb q, q,..., q n z przedziału 0,, oraz ciąg m, m,..., m n liczb dodatnich. Rozważmy dwie zmienne losowe: o X X X... X n, gdzie X i ma złożony rozkład dwumianowy o parametrach,q
Bardziej szczegółowoZadanie 1. są niezależne i mają rozkład z atomami: ( ),
Zadanie. Zmienne losowe są niezależne i mają rozkład z atomami: ( ) ( ) i gęstością: ( ) na przedziale ( ). Wobec tego ( ) wynosi: (A) 0.2295 (B) 0.2403 (C) 0.2457 (D) 0.25 (E) 0.269 Zadanie 2. Niech:
Bardziej szczegółowoAktuariat i matematyka finansowa. Metody kalkulacji składki w ubezpieczeniach typu non - life
Aktuariat i matematyka finansowa Metody kalkulacji składki w ubezpieczeniach typu non - life Budowa składki ubezpieczeniowej Składka ubezpieczeniowa cena jaką ubezpieczający płaci za ochronę ubezpieczeniowa
Bardziej szczegółowo1. Ubezpieczenia życiowe
1. Ubezpieczenia życiowe Przy ubezpieczeniach życiowych mamy do czynienia z jednorazową wypłatą sumy ubezpieczenia. Moment jej wypłaty i wielkość wypłaty może być funkcją zmiennej losowej T a więc czas
Bardziej szczegółowoZmienne losowe, statystyki próbkowe. Wrocław, 2 marca 2015
Zmienne losowe, statystyki próbkowe Wrocław, 2 marca 2015 Zasady zaliczenia 2 kolokwia (każde po 20 punktów) projekt (20 punktów) aktywność Zasady zaliczenia 2 kolokwia (każde po 20 punktów) projekt (20
Bardziej szczegółowoMatematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXI Egzamin dla Aktuariuszy z 1 października 2012 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXI Egzamin dla Aktuariuszy z 1 października 2012 r. Część I Matematyka finansowa WERSJA TESTU A Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut 1
Bardziej szczegółowoTemat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT Anna Rajfura 1 Przykład wprowadzający Wiadomo, że 40% owoców ulega uszkodzeniu podczas pakowania automatycznego.
Bardziej szczegółowoZmienne losowe ciągłe i ich rozkłady
Statystyka i opracowanie danych W3 Zmienne losowe ciągłe i ich rozkłady Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok47 adan@agh.edu.pl Plan wykładu Rozkład Poissona. Zmienna losowa ciągła Dystrybuanta i funkcja gęstości
Bardziej szczegółowoXLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 3 grudnia 2007 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 3 grudnia 2007 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoWyniki finansowe ubezpieczycieli w okresie trzech kwartałów 2006 roku
Warszawa, 10 stycznia 2007 i finansowe ubezpieczycieli w okresie trzech kwartałów 2006 roku (Informacja zweryfikowana w stosunku do opublikowanej w dniu 20 grudnia 2006, stosownie do korekty danych przekazanych
Bardziej szczegółowoZmienne losowe ciągłe i ich rozkłady
Rachunek Prawdopodobieństwa i Statystyka - W3 Zmienne losowe ciągłe i ich rozkłady Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok47 adan@agh.edu.pl Plan wykładu Zmienna losowa ciągła Dystrybuanta i unkcja gęstości rozkładu
Bardziej szczegółowoRozkłady prawdopodobieństwa zmiennych losowych
Rozkłady prawdopodobieństwa zmiennych losowych Rozkład dwumianowy Rozkład normalny Marta Zalewska Zmienna losowa dyskretna (skokowa) jest to zmienna, której zbór wartości jest skończony lub przeliczalny.
Bardziej szczegółowoMatematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 7 marca 2016 r. Część I
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 7 marca 2016 r. Część I Matematyka finansowa WERSJA TESTU A Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut 1 1.
Bardziej szczegółowozdarzenie losowe - zdarzenie którego przebiegu czy wyniku nie da się przewidzieć na pewno.
Rachunek prawdopodobieństwa Podstawowym celem rachunku prawdopodobieństwa jest określanie szans zajścia pewnych zdarzeń. Pojęcie podstawowe rachunku prawdopodobieństwa to: zdarzenie losowe - zdarzenie
Bardziej szczegółowoWybrane rozkłady zmiennych losowych. Statystyka
Wybrane rozkłady zmiennych losowych Statystyka Rozkład dwupunktowy Zmienna losowa przyjmuje tylko dwie wartości: wartość 1 z prawdopodobieństwem p i wartość 0 z prawdopodobieństwem 1- p x i p i 0 1-p 1
Bardziej szczegółowoZadanie 1. Zmienne losowe X 1, X 2 są niezależne i mają taki sam rozkład z atomami:
Zadanie 1. Zmienne losowe X 1, X 2 są niezależne i mają taki sam rozkład z atomami: Pr(X 1 = 0) = 6/10, Pr(X 1 = 1) = 1/10, i gęstością: f(x) = 3/10 na przedziale (0, 1). Wobec tego Pr(X 1 + X 2 5/3) wynosi:
Bardziej szczegółowoUmowa ubezpieczenia oprac. Tomasz A. Winiarczyk
Umowa ubezpieczenia oprac. Tomasz A. Winiarczyk ubezpieczenie urządzenie gospodarcze, zapewniające pokrycie pewnych potrzeb majątkowych, wywołanych u pewnych jednostek przez odznaczające się pewna prawidłowością
Bardziej szczegółowoPLAN POŁĄCZENIA SPÓŁEK. Towarzystwa Ubezpieczeń i Reasekuracji WARTA Spółka Akcyjna w Warszawie jako Spółki Przejmującej
PLAN POŁĄCZENIA SPÓŁEK Towarzystwa Ubezpieczeń i Reasekuracji WARTA Spółka Akcyjna w Warszawie jako Spółki Przejmującej i HDI Asekuracja Towarzystwa Ubezpieczeń Spółka Akcyjna w Warszawie jako Spółki Przejmowanej
Bardziej szczegółowoXXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna dla leśników
Statystyka matematyczna dla leśników Wydział Leśny Kierunek leśnictwo Studia Stacjonarne I Stopnia Rok akademicki 2013/2014 Wykład 3 Zmienna losowa i jej rozkłady Zdarzenia losowe Pojęcie prawdopodobieństwa
Bardziej szczegółowoMETODY BADAŃ NA ZWIERZĘTACH ze STATYSTYKĄ wykład 3-4. Parametry i wybrane rozkłady zmiennych losowych
METODY BADAŃ NA ZWIERZĘTACH ze STATYSTYKĄ wykład - Parametry i wybrane rozkłady zmiennych losowych Parametry zmiennej losowej EX wartość oczekiwana D X wariancja DX odchylenie standardowe inne, np. kwantyle,
Bardziej szczegółowoPODSTAWOWE ROZKŁADY PRAWDOPODOBIEŃSTWA. Piotr Wiącek
PODSTAWOWE ROZKŁADY PRAWDOPODOBIEŃSTWA Piotr Wiącek ROZKŁAD PRAWDOPODOBIEŃSTWA Jest to miara probabilistyczna określona na σ-ciele podzbiorów borelowskich pewnej przestrzeni metrycznej. σ-ciało podzbiorów
Bardziej szczegółowoOGÓLNE RENTY ŻYCIOWE
OGÓLNE RENTY ŻYCIOWE M. BIENIEK Rentą życiową nazywamy kontrakt między ubezpieczycielem a ubezpieczonym, w którym ubezpieczony w zamian za określoną opłatę, zwaną składką, otrzymuje ciąg z góry określonych
Bardziej szczegółowoElementy Rachunek prawdopodobieństwa
Elementy rachunku prawdopodobieństwa Rachunek prawdopodobieństwa zajmuje się analizą praw rządzących zdarzeniami losowymi Pojęciami pierwotnymi są: zdarzenie elementarne ω oraz zbiór zdarzeń elementarnych
Bardziej szczegółowoLXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudnia 2016 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudnia 2016 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoTemat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT. Anna Rajfura 1
Temat: BADANIE ZGODNOŚCI ROZKŁADU CECHY (EMPIRYCZNEGO) Z ROZKŁADEM TEORETYCZNYM TEST CHI-KWADRAT Anna Rajfura 1 Przykład wprowadzający Wiadomo, Ŝe 40% owoców ulega uszkodzeniu podczas pakowania automatycznego.
Bardziej szczegółowoRozkłady i ich dystrybuanty 16 marca F X (t) = P (X < t) 0, gdy t 0, F X (t) = 1, gdy t > c, 0, gdy t x 1, 1, gdy t > x 2,
Wykład 4. Rozkłady i ich dystrybuanty 6 marca 2007 Jak opisać cały rozkład jedną funkcją? Aby znać rozkład zmiennej X, musimy umieć obliczyć P (a < X < b) dla dowolnych a < b. W tym celu wystarczy znać
Bardziej szczegółowoKomisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXX Egzamin dla Aktuariuszy z 23 marca 2015 r. Część I Matematyka finansowa
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXX Egzamin dla Aktuariuszy z 23 marca 2015 r. Część I Matematyka finansowa WERSJA TESTU A Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut 1 1. Rozważmy
Bardziej szczegółowoKwantyle. Kwantyl rzędu p rozkładu prawdopodobieństwa to taka liczba x p. , że. Możemy go obliczyć z dystrybuanty: P(X x p.
Kwantyle Kwantyl rzędu p rozkładu prawdopodobieństwa to taka liczba x p, że P(X x p ) p P(X x p ) 1 p Możemy go obliczyć z dystrybuanty: Jeżeli F(x p ) = p, to x p jest kwantylem rzędu p Jeżeli F(x p )
Bardziej szczegółowoPodstawy rachunku prawdopodobieństwa (przypomnienie)
. Zdarzenia odstawy rachunu prawdopodobieństwa (przypomnienie). rawdopodobieństwo 3. Zmienne losowe 4. rzyład rozładu zmiennej losowej. Zdarzenia (events( events) Zdarzenia elementarne Ω - zbiór zdarzeń
Bardziej szczegółowodr hab. Renata Karkowska 1
dr hab. Renata Karkowska 1 Czym jest ryzyko? Rodzaje ryzyka? Co oznacza zarządzanie? Dlaczego zarządzamy ryzykiem? 2 Przedmiot ryzyka Otoczenie bliższe/dalsze (czynniki ryzyka egzogeniczne vs endogeniczne)
Bardziej szczegółowoZadanie 1. O rozkładzie pewnego ryzyka X posiadamy następujące informacje: znamy oczekiwaną wartość nadwyżki ponad 20:
Zadanie 1. O rozkładzie pewnego ryzyka X posiadamy następujące informacje: znamy oczekiwaną wartość nadwyżki ponad 20: E X 20 8 oraz znamy następujące charakterystyki dotyczące przedziału 10, 20 : 3 Pr
Bardziej szczegółowoWybrane rozkłady zmiennych losowych. Statystyka
Wybrane rozkłady zmiennych losowych Statystyka Rozkład dwupunktowy Zmienna losowa przyjmuje tylko dwie wartości: wartość 1 z prawdopodobieństwem p i wartość 0 z prawdopodobieństwem 1- p x i p i 0 1-p 1
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 5.0.00 r. Zadanie. Dla dowolnej zmiennej losowej X o wartości oczekiwanej µ wariancji oraz momencie centralnym µ k rzędu k zachodzą nierówności (typu Czebyszewa): ( X
Bardziej szczegółowoXLVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 15 grudnia 2008 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XLVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 15 grudnia 2008 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowo1. Pięciu osobników pochodzi z populacji, w której pojedyncze życie podlega ryzyku śmierci
1. Pięciu osobników pochodzi z populacji, w której pojedyncze życie podlega ryzyku śmierci + t µ + t A + B 2. Wyznacz prawdopodobieństwo, że z grupy tej nikt nie umrze w ciągu najbliższych 5 lat, jeśli
Bardziej szczegółowo1. Niech g(t) oznacza gęstość wymierania, od momentu narodzin, pewnej populacji mężczyzn. Demografowie zauważyli, że po drobnej modyfikacji: =
. Niech g(t) oznacza gęstość wymierania, od momentu narodzin, pewnej populacji mężczyzn. Demografowie zauważyli, że po drobnej modyfikacji: ~ 0,9g( t) 0 t < 50 g ( t) =,2 g( t) 50 t. opisuje ona śmiertelność
Bardziej szczegółowoZestaw 2: Zmienne losowe. 0, x < 1, 2, 2 x, 1 1 x, 1 x, F 9 (x) =
Zestaw : Zmienne losowe. Które z poniższych funkcji są dystrybuantami? Odpowiedź uzasadnij. Wskazówka: naszkicuj wykres. 0, x 0,, x 0, F (x) = x, F (x) = x, 0 x
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń życiowych r.
1. W danej populacji intensywność śmiertelności zmienia się skokowo w rocznicę narodzin i jest stała aż do następnych urodzin. Jaka jest oczekiwana liczba osób z kohorty miliona 60-latków, które umrą po
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń życiowych r.
. W populacji, w której śmiertelnością rządzi prawo de Moivre a z wiekiem granicznym ω = 50, dzieckiem jest się do wieku d. W wieku d rozpoczyna się pracę i pracuje się do wieku p.w wieku p przechodzi
Bardziej szczegółowoRodzinę spełniającą trzeci warunek tylko dla sumy skończonej nazywamy ciałem (algebrą) w zbiorze X.
1 σ-ciała Definicja 1.1 (σ - ciało) σ - ciałem (σ - algebrą) w danym zbiorze X (zwanym przestrzenią) nazywamy rodzinę M pewnych podzbiorów zbioru X, spełniającą trzy warunki: 1 o M; 2 o jeśli A M, to X
Bardziej szczegółowoREZERWY UBEZPIECZEŃ I RENT ŻYCIOWYCH
REZERWY UBEZPIECZEŃ I RENT ŻYCIOWYCH M. BIENIEK Przypomnijmy, że dla dowolnego wektora przepływów c rezerwę w chwili k względem funkcji dyskonta v zdefiniowaliśmy jako k(c; v) = Val k ( k c; v), k = 0,
Bardziej szczegółowo