Aktuariat i matematyka finansowa. Metody kalkulacji składki w ubezpieczeniach typu non - life
|
|
- Julian Janiszewski
- 7 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Aktuariat i matematyka finansowa Metody kalkulacji składki w ubezpieczeniach typu non - life
2 Budowa składki ubezpieczeniowej Składka ubezpieczeniowa cena jaką ubezpieczający płaci za ochronę ubezpieczeniowa udzielaną przez zakład ubezpieczeń Składka brutto: Składka netto na pokrycie odszkodowań i świadczeń Składka pokrywająca koszty funkcjonowania koszty administracyjne, koszty akwizycji, dodatki na działania prewencyjne, zysk, korekty (korekta z tytułu osiągniętych dochodów inwestycyjnych, korekta inflacyjna, reasekuracyjna)
3 Składka ubezpieczeniowa Składka ubezpieczeniowa Pokrycie odszkodowań i świadczeń Pokrycie kosztów związanych z funkcjonowaniem zakładu ubezpieczeń Oczekiwana wysokość szkody Dodatek bezpieczeństwa Koszty administracyjne Koszty akwizycji Dodatki na działania prewencyjne Zysk Korekty
4 Dodatek bezpieczeństwa zależy od: Typu polis (rozkładu wysokości szkody), Podatności na występowanie bardzo wysokich pojedynczych szkód lub kumulacji szkód, Występowanie zależności między szkodami, Siły kapitałowej zakładu ubezpieczeń, Awersji do ryzyka.
5 Reguły ubezpieczeniowe składki Reguła równowagi składek i świadczeń konieczność zagwarantowania równowagi między zebranymi składkami (funduszem ubezpieczeniowym) a sumą wypłat świadczeń i odszkodowań. Reguła proporcjonalności składek i świadczeń oznacza konieczność zachowania odpowiedniej relacji między składką a oczekiwanym świadczeniem ubezpieczeniowym. Im wyższa suma ubezpieczeniowa tym wyższy powinien być poziom wznoszonej składki. Reguła równowartości składek i ubezpieczeń (składka sprawiedliwa) konieczność zapewnienia odpowiednich relacji między obciążeniem finansowym poszczególnych członków wspólnoty ryzyka a rozmiarami ryzyka wniesionego przez nich do wspólnoty ubezpieczeniowej. Im wyższe ryzyko związane z daną polisą, tym wyższa powinna być składka ubezpieczeniowa.
6 Metody kalkulacji składki ubezpieczeniowej netto Klasyczne metody kalkulacji składki ubezpieczeniowej netto, Metoda wiarygodności
7 Klasyczna metoda kalkulacji składki ubezpieczeniowej netto Zasada równoważności składki (zasada czystego ryzyka) oparta na założeniu równowagi zebranych składek netto i oczekiwanej wartości odszkodowań w danych grupach ryzyka oraz w danym okresie ubezpieczenia P = E(Z) Założenia portfela ubezpieczeniowego: Prawdopodobieństwo wystąpienia wypadku ubezpieczeniowego p w każdym ryzyku w portfelu jest takie samo, Każde ryzyko w portfelu ubezpieczone jest na taką samą sumę s, Każdy wypadek ubezpieczeniowy powoduje szkodę całkowitą.
8 Klasyczna metoda kalkulacji składki ubezpieczeniowej netto Dany jest portfel składający się z N jednorodnych jednostek ryzyka, równych zarówno w odniesieniu do ich wartości, jak i zagrożenia niebezpieczeństwem wystąpienia zdarzenia losowego (wypadku ubezpieczeniowego). Ponadto częstotliwość występowania wypadków ubezpieczeniowych n/n jest duża, gdzie n oznacza ilość wypadków ubezpieczeniowych. Można przyjąć że p = n,(i stopa składki netto): N P = sin Wysokość składki netto jest równa iloczynowi sumy ubezpieczenia, stopy składki netto oraz ilości ubezpieczonych jednostek ryzyka. E Z = spn
9 Przykład 1 Załóżmy że portfel polis ubezpieczeniowych składa się z 200 polis ubezpieczenia bagażu na wypadek kradzieży. W ciągu ostatnich 3 lat zanotowano 60 szkód z tego portfela. Suma ubezpieczenia dla każdej polisy jest jednakowa i wynosi 500, ponadto występująca szkoda jest szkodą całkowitą. Oblicz wartość zebranych składek i wysokość pojedynczej polisy.
10 Szkoda częściowa W przypadku zajścia szkody częściowej wypłacone odszkodowanie zapewne będzie niższe od sumy ubezpieczenia danego ryzyka. Wskaźnik intensywności działania -wypadków ubezpieczeniowych k jaka część sumy ubezpieczenia stanowi odszkodowanie za wypadek ubezpieczeniowy w danej grupie ryzyka. E Z = skpn Wartość odszkodowania portfela jest iloczynem sumy ubezpieczenia, wskaźnika, wskaźnika intensywności, prawdopodobieństwa wystąpienia danego wypadku ubezpieczeniowego oraz ilości ubezpieczonych jednostek ryzyka. i = kp
11 Przykład 2 Załóżmy że mamy portfel polis ubezpieczeń kosztów leczenia stomatologicznego, który zawiera 100 polis. Suma ubezpieczenia dla każdej z nich to W ciągu ostatnich dwóch lat wystąpiło 15 szkód, których przeciętna wysokość 200. Oblicz wartość stopy składki netto oraz składki rocznej dla pojedynczej polisy.
12 Zasada wartości oczekiwanej P = 1 + β E(Z)
13 Przykład 3 Portfel polis ubezpieczeniowych zawiera 500 rocznych polis ubezpieczeń mieszkań. Rozkład wysokości pojedynczego odszkodowania jest następujący: X Pr(X=x) 0,6 0,2 0,2 Zakład ubezpieczeń kalkuluje składkę w oparciu o zasadę wartości oczekiwanej z 10% narzutem bezpieczeństwa. Oblicz wartość składki jaką zakład ubezpieczeń powinien zebrać z całego portfela polis.
14 Przykład 4 Rozważmy teraz podobny portfel polis ubezpieczeń (500 polis, narzut bezpieczeństwa 10%). Jednak rozkład pojedynczej szkody: X Pr(X=x) 0,8 0,1 0,1 Oblicz wartość składki w oparciu o zasadę wartości oczekiwanej.
15 Zasada odchylenia standardowego i zasada wariancji P = E Z + αδ Z P = E Z + δvar(z)
16 Przykład 5 Rozważmy dwa portfele polis ubezpieczeniowych. Portfel A to portfel z przykładu 3, a portfel B z przykładu 4. Zakład ubezpieczeń stosuje dla obu portfeli zasadę wariancji i taki sam ładunek bezpieczeństwa. Portfel E(X) Var(X) E(Z) Var(Z) Składka wg zasady wartości oczekiwanej A B Składka wg zasady wariancji
17 Przykład 6 Portfel polis ubezpieczeniowych składa się z 500 polis ubezpieczenia rowerów na wypadek kradzieży. Suma ubezpieczenia dla każdej polisy jest jednakowa i wynosi 300, wystąpienie szkody oznacza szkodę całkowitą. W ciągu ostatnich 4 lat zanotowano łącznie 230 szkód z tego portfela. Wyznacz wartość składki ubezpieczeniowej dla tego portfela.
18 Przykład 7 Portfel polis ubezpieczeń zawiera 200 polis. Suma ubezpieczenia dla każdej z nich wynosi 500. W ciągu ostatnich trzech lat wystąpiło 60 szkód, których przeciętna wysokość wyniosła 200. Oblicz wysokość składki ubezpieczeniowej dla tego portfela.
19 Przykład 8 Portfel polis ubezpieczeniowych zawiera 300 rocznych polis ubezpieczeń. Rozkład wysokości pojedynczego odszkodowania danych jest w tabeli: X Pr(X=x) 0,8 0,1 0,1 Oblicz wysokość składki ubezpieczeniowej wg zasady wartości oczekiwanej z 5% narzutem bezpieczeństwa.
20 Zasada maksymalnej możliwej straty P = E Z + α σ Z + δ Var Z P 1 = E Z 1 + βcov Z 1, Z + Z 1 P = pe Z + 1 p max Z, gdzie p 0 Max(Z) jest skończone. Jeżeli założenie to pominiemy, wówczas P =, co oznaczać będzie, że ryzyko Z jest nieubezpieczalne.
21 Zasada oparta na teorii użyteczności Funkcja użyteczności ma charakter subiektywny. Opisuje ona indywidualne preferencje ubezpieczyciela. Każdy zakład posiada inną funkcję użyteczności. Dwie funkcje użyteczności są równoważne, jeśli spełniają poniższą zależność: u 1 x u 2 x jeśli u 1 x = au 2 x + b, a > 0 u 0 = 0 i u 0 = 1
22 Zasada użyteczności zerowej E[u x + P Z) = u(x) Oczekiwana użyteczność zarobku ubezpieczyciela, gdy ryzyko Z zostanie ubezpieczone za cenę P, równa się użyteczności początkowego zarobku ubezpieczyciela. E u P Z = u(0)
23 Zasada wykładnicza Funkcja użyteczności Składka: u x = 1 e ax a, a > 0 P = 1 a lne(eaz ) a określa awersję zakładu ubezpieczeń do ryzyka. Im większa awersja, tym wyższa jest składka. Ponadto gdy a 0 składka P = E(Z). Gdy rozkład ryzyka Z jest rozkładem normalnym i funkcja użyteczności jest funkcją wykładniczą to: P = μ + a 2 σ2
24 Zasada wartości oczekiwanej funkcji P = t 1 E t Z Przy założeniach że t x > 0 oraz t (x) 0 Jeżeli t x = e ax (a>0) zasada wartości oczekiwanej funkcji i zasada wykładnicza są równoważne.
25 Zasada percentylu (składka hazardu ) 0 < ε < 1, F jest dystrybuantą Z. P = min p: F p 1 ε
26 Kalkulacja składki metodą wiarygodności Zrównoważony model Buhlamanna Model Buhlamanna Strauba
27 Zasada wiarygodności Znany jest rozkład prawdopodobieństwa zmiennych opisujących ryzyko w badanym portfelu, Portfele są jednorodne Portfele dzieli się na podportfele jednorodne, dla których wyznacza się tzw. składkę indywidualną, a dla całego portfela składkę przeciętną. Składka ubezpieczeniowa dla poszczególnych podgrup wyznaczana jako średnia ważona ze składki dla całego portfela oraz dla podgrupy. z j E X j + (1 z j )E X j z j 0; 1 - współczynnik wiarygodności waga ryzyka przypisywana składce czystej wyznaczonej na podstawie obserwacji szkód dotyczących j-tej podgrupy polis.
28 Współczynnik wiarygodności Im więcej jest dostępnych obserwacji dotyczących danej podgrupy ryzyka, tym większa jest waga tych obserwacji wyższy współczynnik wiarygodności, Im większe są różnice pomiędzy poszczególnymi podgrupami ryzyka, tym większa powinna być waga obserwacji dotyczących tych grup, im bardziej jednorodny jest portfel polis, tym mniej zróżnicowane powinny być składki, w większym stopniu oparte na oczekiwanej wysokości szkody dla całego portfela Im większe są wahania wysokości szkód w obrębie danej podgrupy w czasie, tym większa powinna być waga przypisywana oczekiwanej wysokości szkody dla całego portfela.
29 Zrównoważony model Buhlmanna Mała liczba obserwacji, Portfel ubezpieczeniowy można podzielić na J podgrup, z których każda zawiera jednakową liczbę polis, Dostępna jest taka sama liczba obserwacji dotyczących szkód występujących w każdej z grup dla każdej z podgrup dostępne są dane dotyczące T okresów. X jt - wysokość szkody powstałej w j tej podgrupie w okresie t. X jt = m + H j + H jt m średnia wysokość szkody dla całego portfela polis ubezpieczeniowych H j odchylenie od tej średniej, które charakteryzuje polisy należące do j tej klasy; H jt odchylenie od średniej szkody, które jest związane z czasem.
30 Zrównoważony model Buhlmanna E H j = E H jt = 0 Var H j = α, Var H jt = s 2 Najlepsza w sensie minimalnego średniego błędu kwadratowego wartość oczekiwana: E[ X j,t+1 g 11 X 11 g JT X JT } 2, która jest prognozą wysokości szkody dla grupy j w okresie T+1, jest równa składce wiarygodnej: z X j + (1 z) X. Współczynnik wiarygodności z = αt αt+s 2 Współczynnik wiarygodności dla portfeli polis ubezpieczeniowych jest jednakowy dla wszystkich wyróżnionych podgrup, czyli waga indywidualnego doświadczenia dla każdej grupy jest taka sama. X = 1 J T JT j=1 t=1 T X j = 1 T t=1 X jt X jt
31 Kalkulacja współczynnika wiarygodności Mean square between MSB = Mean square within MSW = J j=1 J j=1 T( X j X) 2 J 1 t=1 T ( X j X) 2 J(T 1)
32 Model Buhlmanna - Strauba Liczba polis wchodzących w skład poszczególnych grup nie musi być jednakowa Liczba polis w grupach może być różna w różnych okresach Liczba polis jest uwzględniona w modelu w postaci wag X jt = m + ε j + ε jt Var ε jt = s2, gdzie w w jt to waga przypisana obserwacji. jt X jt = 1 X w jtk jt k
33 Model Buhlmanna - Strauba E jtk = 0 Var jtk = s 2 z j X jw + 1 z j X zw Współczynnik wiarygodności dla grupy j: z j = Oznaczenia: X jw = z Σ = T t=1 J j=1 z j w jσ = wjt w jσ X jt X zw = T t=1 J j=1 αw jσ s 2 +αw jσ w jt w ΣΣ = T t=1 z j z Σ X jw X ww = w jσ J j=1 w jσ w ΣΣ X jw X jw - estymator wysokości szkody dla grupy j wyznaczony tylko na podstawie obserwacji dla danej grupy X zw - estymator ważonej wiarygodnej składki dla całego portfela
34 Estymacja współczynnika wiarygodności Sum of squares within Sum of squares between SSW = SSB = j j,t w j,t (X jt X jw ) 2 w jσ (X jw X ww ) 2 m = X ww s 2 = SSW J(T 1) SSB (J 1) a = 2 w jσ w ΣΣ j w ΣΣ s2
35 Przykład 9 Lp w jσ X jw z j ,36 0, ,31 0, ,19 0, ,51 0, ,41 0, ,30 0, ,91 0, ,12 0, ,87 0, ,30 0, ,85 0, ,31 0,9233 Dany jest portfel polis ubezpieczeń domów jednorodzinnych. Ponieważ jest on niejednorodny, został podzielony na 12 podgrup, ze względu na 2 kryteria: wartość nieruchomości, położenie ze względu na bliskość rzeki i wiążące się z tym ryzyko powodzi. Ponieważ liczba obserwacji w każdej z podgrup w poszczególnych latach (obserwacje obejmują 10 lat) nie jest stała, zatem konieczne jest wprowadzenie wag, czyli zastosowanie modelu Buhlmanna Strauba. Oblicz wiarygodną składkę.
36 Ograniczenia odpowiedzialności zakładu ubezpieczeń Ograniczenie wielkości ryzyka Ograniczenie kosztów związanych z likwidacją szkód, Działania prewencyjne
37 Górna granica odpowiedzialności zakładu ubezpieczeń Ustalana w celu ograniczenia ryzyka, Suma ubezpieczenia lub suma gwarancyjna Zakład ubezpieczeń pokrywa wszystkie szkody w pełnej wysokości, o ile nie przekraczają one limitu x dla x < M h x = min x, M = M dla x M Stosuje się rozkłady ucięte (wartość oczekiwana i wariancja niższe, niż gdyby limit odpowiedzialności nie był zastosowany), Składka ubezpieczeniowa niższa.
38 WYSOKOŚĆ ODSZKODOWANIA WYSOKOŚĆ SZKODY
39 Franszyza Stosowana w celu redukcji kosztów administracyjnych likwidacji szkód oraz przy podejmowaniu działań prewencyjnych Tylko w ubezpieczeniach majątkowych i ma wpływ na kalkulację składki Z góry ustalona wartość szkody o którą ubezpieczyciel obniża odszkodowanie lub za którą nie wypłaca odszkodowania Rodzaje: Integralna (warunkowa) Redukcyjna (bezwarunkowa)
40 Franszyza integralna Ubezpieczyciel nie ponosi odpowiedzialności za szkodę do pewnej ustalonej wysokości, natomiast w momencie kiedy wartość szkody przekroczy ustaloną wysokość a, ubezpieczyciel zobowiązany jest do wypłacenia pełnego odszkodowania. Poprzez stosowanie franszyzy integralnej towarzystwa ubezpieczeniowe dążą do pozbycia się kosztów manipulacyjnych obsługi drobnych szkód. Wysokość franszyzy w stosunku do przeciętnej kwoty odszkodowania jest niska. Funkcja wypłaty: 0 dla 0 x a h x = x dla x > a
41 Wysokość odszkodowania Funkcja wypłaty dla franszyzy integralnej a = Wysokość szkody
42 Franszyza redukcyjna Odszkodowanie zawsze pomniejsza się o ustaloną wysokość lub ustalony procent wysokości szkody. Stosowana aby zachęcić ubezpieczonych do zapobiegania powstawania szkód, co prowadzi do tego, że wartość franszyzy redukcyjnej może być znaczna Franszyza kwotowa funkcja wypłaty (b wartość franszyzy redukcyjnej): 0 dla 0 x b h x = x b dla x > b Franszyza proporcjonalna funkcja wypłaty: h x = 1 c x
43 Wysokość odszkodowania Wpływ franszyzy kwotowej na wartość odszkodowania Wysokość szkody
44 Wysokość odszkodowania Wpływ franszyzy kwotowej na wartość odszkodowania (c=30%) Wysokość szkody
45 Przykład 10 Rozkład wysokości szkód w ubezpieczeniu następstw nieszczęśliwych wypadków jest następujący: X p 0,5 0,1 0,1 0,1 0,1 0,1 Zakład ubezpieczeń posiada 200 polis takich ubezpieczeń. Składka ubezpieczeniowa jest kalkulowana wg zasady odchylenia standardowego z 20% ładunkiem bezpieczeństwa. Wyznacz wysokość składki dla pojedynczej polisy, jeżeli: a) Zakład ubezpieczeń nie stosuje górnego limitu odpowiedzialności, ani franszyzy, b) Zakład ubezpieczeń stosuje górny limit odpowiedzialności na poziomie 400, c) Zakład ubezpieczeń stosuje franszyzę integralną na poziomie 100, d) Zakład ubezpieczeń stosuje franszyzę redukcyjną kwotową na poziomie 100, e) Zakład ubezpieczeń stosuje franszyzę redukcyjną procentową w wysokości 10%.
46 Przykład 11 Rozkład wysokości szkód jest następujący: X p 0,3 0,2 0,2 0,1 0,1 0,1 Zakład ubezpieczeń posiada 100 polis takich ubezpieczeń. Składka ubezpieczeniowa jest kalkulowana wg zasady odchylenia standardowego z 10% ładunkiem bezpieczeństwa. Wyznacz wysokość składki dla pojedynczej polisy, jeżeli: a) Zakład ubezpieczeń nie stosuje górnego limitu odpowiedzialności, ani franszyzy, b) Zakład ubezpieczeń stosuje górny limit odpowiedzialności na poziomie 35, c) Zakład ubezpieczeń stosuje franszyzę integralną na poziomie 12, d) Zakład ubezpieczeń stosuje franszyzę redukcyjną kwotową na poziomie 10, e) Zakład ubezpieczeń stosuje franszyzę redukcyjną procentową w wysokości 15%.
47 Dziękuję za uwagę
UBEZPIECZENIE 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 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 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 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 szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie. W pewnej populacji kierowców każdego jej członka charakteryzują trzy zmienne: K liczba przejeżdżanych kilometrów (w tysiącach rocznie) NP liczba szkód w ciągu roku, w których kierowca jest stroną
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 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 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 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 szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie. W pewnej populacji kierowców każdego jej członka charakteryzują trzy zmienne: K liczba przejeżdżanych kilometrów (w tysiącach rocznie) NP liczba szkód w ciągu roku, w których kierowca jest stroną
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie 1. W pewnej populacji podmiotów każdy podmiot narażony jest na ryzyko straty X o rozkładzie normalnym z wartością oczekiwaną równą μ i wariancją równą. Wszystkie podmioty z tej populacji kierują
Bardziej szczegółowoDefinicja ryzyka ubezpieczeniowego, cechy ryzyka, faktory ryzyka.
Podstawowe pojęcia ubezpieczeniowe. Klasyfikacja ubezpieczeń Ubezpieczenia dzielimy na: Społeczne, Gospodarcze. Ubezpieczenia społeczne naleŝą do sektora publicznego, są ściśle związane z pracownikiem
Bardziej szczegółowoMUMIO Lab 6 (składki, kontrakt stop-loss)
MUMIO Lab 6 (składki, kontrakt stop-loss) 1. (6p.) Niech X oznacza ryzyko (zmienn a losow a o własności P (X 0) = 1), a H( ) niech oznacza formułȩ kalkulacji składki (przyporz adkowuj ac a każdemu ryzyku
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 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 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 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 szczegółowoZadanie 1. Ilość szkód N ma rozkład o prawdopodobieństwach spełniających zależność rekurencyjną:
Zadanie. Ilość szkód N ma rozkład o prawdopodobieństwach spełniających zależność rekurencyjną: Pr Pr ( = k) ( N = k ) N = + k, k =,,,... Jeśli wiemy, że szkód wynosi: k= Pr( N = k) =, to prawdopodobieństwo,
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 szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 3..007 r. Zadanie. Każde z ryzyk pochodzących z pewnej populacji charakteryzuje się tym że przy danej wartości λ parametru ryzyka Λ rozkład wartości szkód z tego ryzyka
Bardziej szczegółowoArt Zakład ubezpieczeń udziela ochrony ubezpieczeniowej na podstawie umowy ubezpieczenia zawartej z ubezpieczającym. 2. Umowa ubezpieczenia
UMOWA UBEZPIECZENIA Art. 15. 1. Zakład ubezpieczeń udziela ochrony ubezpieczeniowej na podstawie umowy ubezpieczenia zawartej z ubezpieczającym. 2. Umowa ubezpieczenia ma charakter dobrowolny, z zastrzeżeniem
Bardziej szczegółowoAgata Boratyńska Statystyka aktuarialna... 1
Agata Boratyńska Statystyka aktuarialna... 1 ZADANIA NA ĆWICZENIA Z TEORII WIAROGODNOŚCI Zad. 1. Niech X 1, X 2,..., X n będą niezależnymi zmiennymi losowymi z rozkładu wykładniczego o wartości oczekiwanej
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 szczegółowoAktuariat i matematyka finansowa. Rezerwy techniczno ubezpieczeniowe i metody ich tworzenia
Aktuariat i matematyka finansowa Rezerwy techniczno ubezpieczeniowe i metody ich tworzenia Tworzenie rezerw i ich wysokość wpływa na Obliczanie zysku dla potrzeb podatkowych, Sprawozdawczość dla udziałowców,
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 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 szczegółowoXXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoPRAWNY TRANSFER RYZYKA WARSZAWA, STYCZEŃ 2016
PRAWNY TRANSFER RYZYKA WARSZAWA, STYCZEŃ 2016 TRANSFER RYZYKA PRZEKAZUJĄCY RYZYKO przyjęcie ryzyka cena transferu ryzyka PRZYJMUJĄCY RYZYKO Czy dane ryzyko jest ryzykiem transferowalnym? Jaki jest zakres
Bardziej szczegółowof(x)dx gdy a, b (0, 100), f(x) = exp( 1
Agata Boratyńska Statystyka aktuarialna... 1 ZADANIA NA ĆWICZENIA 1 i 2. 1. Właściciel domu określa wartość swojego majątku na 100j. Obawia się losowej straty spowodowanej pożarem. Doświadczenie agenta
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 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 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 szczegółowo01. dla x 0; 1 2 wynosi:
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 0.0.04 r. Zadanie. Ryzyko X ma rozkład z atomami: Pr X 0 08. Pr X 0. i gęstością: f X x 0. dla x 0; Ryzyko Y ma rozkład z atomami: Pr Y 0 07. Pr Y 0. i gęstością: fy
Bardziej szczegółowodr Hubert Wiśniewski 1
dr Hubert Wiśniewski 1 Agenda: 1. Składka ubezpieczeniowa. 2. Rezerwy techniczno - ubezpieczeniowe. 3. Działalność lokacyjna. 4. Wypłacalność zakładów ubezpieczeniowych. 5. Wybrane dane rynkowe. 2 Ze względu
Bardziej szczegółowo4. Ubezpieczenie Życiowe
4. Ubezpieczenie Życiowe Składka ubezpieczeniowa musi brać pod uwagę następujące czynniki: 1. Kwotę wypłaconą przy śmierci ubezpieczonego oraz jej wartość aktualną. 2. Rozkład czasu do śmierci ubezpieczonego
Bardziej szczegółowo1. Klasyfikacja stóp zwrotu 2. Zmienność stóp zwrotu 3. Mierniki ryzyka 4. Mierniki wrażliwości wyceny na ryzyko rynkowe
I Ryzyko i rentowność instrumentów finansowych 1. Klasyfikacja stóp zwrotu 2. Zmienność stóp zwrotu 3. Mierniki ryzyka 4. Mierniki wrażliwości wyceny na ryzyko rynkowe 1 Stopa zwrotu z inwestycji w ujęciu
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych 6.04.2009 r.
Matematyka ubezpieczeń majątkowych 6.04.009 r. Zadanie. Niech N oznacza liczbę szkód zaszłych w ciągu roku z pewnego ubezpieczenia z czego: M to liczba szkód zgłoszonych przed końcem tego roku K to liczba
Bardziej szczegółowo4. Ubezpieczenie Życiowe
4. Ubezpieczenie Życiowe Składka ubezpieczeniowa musi brać pod uwagę następujące czynniki: 1. Kwotę wypłaconą przy śmierci ubezpieczonego oraz jej wartość aktualną. 2. Rozkład czasu do śmierci ubezpieczonego
Bardziej szczegółowoPostawy wobec ryzyka
Postawy wobec ryzyka Wskaźnik Sharpe a przykład zintegrowanej miary rentowności i ryzyka Konstrukcja wskaźnika odwołuje się do klasycznej teorii portfelowej Markowitza, której elementem jest mapa ryzyko
Bardziej szczegółowoLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r. Część III
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r. Część III Matematyka ubezpieczeń majątkowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:. Czas egzaminu: 100 minut Komisja
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 szczegółowoUbezpieczenia non-life. Redaktor: Ewa Wierzbicka
Ubezpieczenia non-life. Redaktor: Ewa Wierzbicka Wprowadzenie -Ewa Wierzbicka 11 1. Rynek ubezpieczeń non-life w Polsce -Kazimierz Ortyński 15 1.1. Pojęcie i funkcje rynku ubezpieczeń 15 1.2. Struktura
Bardziej szczegółowoModele teorii zaufania metoda kalkulacji składki ubezpieczeniowej w niejednorodnych portfelach polis
Modele teorii zaufania metoda kalkulacji składki ubezpieczeniowej... Anna Chojan Modele teorii zaufania metoda kalkulacji składki ubezpieczeniowej w niejednorodnych portfelach polis Jedną z czynności leżących
Bardziej szczegółowoStatystyka aktuarialna i teoria ryzyka, model indywidualny i zespołowy, rozkłady złożone
Statystyka aktuarialna i teoria ryzyka, model indywidualny i zespołowy, rozkłady złożone Agata Boratyńska SGH, Warszawa Agata Boratyńska (SGH) SAiTR wykład 3 i 4 1 / 25 MODEL RYZYKA INDYWIDUALNEGO X wielkość
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 szczegółowoLXXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 23 maja 2016 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 23 maja 2016 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoLXII Egzamin dla Aktuariuszy z 10 grudnia 2012 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXII Egzamin dla Aktuariuszy z 10 grudnia 2012 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoWIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI. Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji
WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji Test zgodności Chi-kwadrat Sprawdza się za jego pomocą ZGODNOŚĆ ROZKŁADU EMPIRYCZNEGO Z PRÓBY Z ROZKŁADEM HIPOTETYCZNYM
Bardziej szczegółowoXXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 17 stycznia 2005 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 17 stycznia 2005 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut Warszawa,
Bardziej szczegółowoWYKŁAD 2. Temat: REZERWY, ICH CHARAKTERYSTYKA, WYCENA, DOKUMENTACJA I UJĘCIE W KSIĘGACH RACHUNKOWYCH ZAKŁADU UBEZPIECZEŃ
WYKŁAD 2 Temat: REZERWY, ICH CHARAKTERYSTYKA, WYCENA, DOKUMENTACJA I UJĘCIE W KSIĘGACH RACHUNKOWYCH ZAKŁADU UBEZPIECZEŃ 1. Istota, pojęcie i podstawy tworzenia rezerw Rezerwy w rachunkowości to potencjalne
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 szczegółowoMatematyka finansowa 04.04.2011 r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LVI Egzamin dla Aktuariuszy z 4 kwietnia 2011 r. Część I
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LVI Egzamin dla Aktuariuszy z 4 kwietnia 2011 r. Część I Matematyka finansowa WERSJA TESTU A Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut 1 1.
Bardziej szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r.
Zadanie. Niech łączna wartość szkód: Ma złożony rozkład Poissona. Momenty rozkładu wartości poedyncze szkody wynoszą:, [ ]. Wiemy także, że momenty nadwyżki wartości poedyncze szkody ponad udział własny
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna i ekonometria
Statystyka matematyczna i ekonometria Wykład 5 Anna Skowrońska-Szmer lato 2016/2017 Hipotezy 2 Hipoteza zerowa (H 0 )- hipoteza o wartości jednego (lub wielu) parametru populacji. Traktujemy ją jako prawdziwą
Bardziej szczegółowoROZDZIAŁ V Istotne dla Stron Postanowienia Umowy - Umowa Generalna na Zadanie A+B. Nr sprawy 122-9/14
ROZDZIAŁ V Istotne dla Stron Postanowienia Umowy - Umowa Generalna na Zadanie A+B Nr sprawy 122-9/14 UMOWA GENERALNA NR.../.../.../... Zawarta w dniu... w... przez Miejskie Wodociągi i Kanalizacja w Kędzierzynie
Bardziej szczegółowoUbezpieczenia gospodarcze (majątkowe i osobowe) są jeszcze niedocenianym elementem działalności wielu zamawiających.
Ubezpieczenia gospodarcze (majątkowe i osobowe) są jeszcze niedocenianym elementem działalności wielu zamawiających. Ubezpieczenia gospodarcze (majątkowe i osobowe) są jeszcze niedocenianym elementem działalności
Bardziej szczegółowoLIII Egzamin dla Aktuariuszy z 31 maja 2010 r. Część III
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LIII Egzamin dla Aktuariuszy z 3 maja 200 r. Część III Matematyka ubezpieczeń majątkowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:. Czas egzaminu: 00 minut Komisja Nadzoru
Bardziej szczegółowoREASEKURACJA KONSPEKT
REASEKURACJA 231170 KONSPEKT 1 Literatura 1. E.J. Voughen, T.Voughen Fundamentals of Risk and Insurance 8-th edition W&S,1999 r. 2. E. Montalbetti Reasekuracja PWE, Warszawa 1970r. 3. K Ciuman Reasekuracja
Bardziej szczegółowo5.1 Stopa Inflacji - Dyskonto odpowiadające sile nabywczej
5.1 Stopa Inflacji - Dyskonto odpowiadające sile nabywczej Stopa inflacji, i, mierzy jak szybko ceny się zmieniają jako zmianę procentową w skali rocznej. Oblicza się ją za pomocą średniej ważonej cząstkowych
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 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 szczegółowoInne kryteria tworzenia portfela. Inne kryteria tworzenia portfela. Poziom bezpieczeństwa. Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 3. Dr Katarzyna Kuziak
Inne kryteria tworzenia portfela Analiza i Zarządzanie Portfelem cz. 3 Dr Katarzyna Kuziak. Minimalizacja ryzyka przy zadanym dochodzie Portfel efektywny w rozumieniu Markowitza odchylenie standardowe
Bardziej szczegółowo1 Funkcja użyteczności
1 Funkcja użyteczności Funkcja użyteczności to funkcja, której wartościami są wartości użyteczności (satysfakcji, komfortu psychicznego). Można mówić o użyteczności różnych zjawisk. Użyteczność pieniądza
Bardziej szczegółowoOpis: Spis treści: Wprowadzenie - Ewa Wierzbicka 11. 1. Rynek ubezpieczeń non-life w Polsce - Kazimierz Ortyński 15
Tytuł: Ubezpieczenia non-life Autorzy: Ewa Wierzbicka (red.) Wydawnictwo: CeDeWu.pl Rok wydania: 2010 Opis: W książce Ubezpieczenia non-life szczegółowo przedstawiono klasyczne oraz nowoczesne ubezpieczenia
Bardziej szczegółowoSPEDYCJA ćwiczenia dotyczące ubezpieczeń w spedycji dla 5 sem. TiL stacjonarne
ćwiczenia dotyczące ubezpieczeń w spedycji dla 5 sem. TiL stacjonarne dr Adam Salomon Podstawowy podręcznik do ćwiczeń i wykładów. A. Salomon, - teoria, przykłady, ćwiczenia, Wyd. AM, Gdynia 2011. 2 program
Bardziej szczegółowoStatystyka matematyczna i ekonometria
Statystyka matematyczna i ekonometria Wykład 5 dr inż. Anna Skowrońska-Szmer zima 2017/2018 Hipotezy 2 Hipoteza zerowa (H 0 )- hipoteza o wartości jednego (lub wielu) parametru populacji. Traktujemy ją
Bardziej szczegółowoODPOWIEDZI NA PYTANIA DO SIWZ
Strona 1 z 6 Wrocław, 02.07.2014 r. Do uczestników przetargu nieograniczonego na usługę kompleksowego ubezpieczenia Szpitala Miejskiego w Rabce-Zdroju Sp. z o.o. ODPOWIEDZI NA PYTANIA DO SIWZ NR 120/2014/N/Rabka
Bardziej szczegółowoUbezpieczenie Mienia Bezpieczny Dom
Ubezpieczenie Mienia Bezpieczny Dom Rodzaje ryzyk RYZYKA PODSTAWOWE: Ubezpieczenie domów jednorodzinnych Ubezpieczenie mieszkań Ubezpieczenie ruchomości oraz stałych elementów od ognia i innych zdarzeń
Bardziej szczegółowoROZPORZĄDZENIE MINISTRA FINANSÓW 1) z dnia 2 listopada 2010 r.
1409 ROZPORZĄDZENIE MINISTRA FINANSÓW 1) z dnia 2 listopada 2010 r. w sprawie zakresu informacji zawartych w rocznym raporcie o stanie portfela ubezpieczeń i reasekuracji zakładu ubezpieczeń Na podstawie
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 szczegółowoZałącznik nr 1 do SIWZ Część 04- Opis Przedmiotu Zamówienia Szczegółowe Warunki Ubezpieczenia
1. UBEZPIECZENIA KOMUNIKACYJNE 1.1. POSTANOWIENIA WSPÓLNE DLA UBEZPIECZEŃ KOMUNIKACYJNYCH 1.1.1. Zostanie zawarta jedna Umowa Ubezpieczeń Komunikacyjnych w zakresie OC/AC/NNW/Assistance Polska na warunkach
Bardziej szczegółowoRok akademicki: 2013/2014 Kod: AMA-2-311-MN-s Punkty ECTS: 6. Kierunek: Matematyka Specjalność: Matematyka w naukach technicznych i przyrodniczych
Nazwa modułu: teoria ryzyka Rok akademicki: 2013/2014 Kod: AMA-2-311-MN-s Punkty ECTS: 6 Wydział: Matematyki Stosowanej Kierunek: Matematyka Specjalność: Matematyka w naukach technicznych i przyrodniczych
Bardziej szczegółowoRozdział V: Istotne dla stron postanowienia umowy: UMOWA GENERALNA NA ZADANIE A+B - UMOWA GENERALNA NA ZADANIE C
Powiatowy Zarząd Dróg w Kędzierzynie - Koźlu PZD.272.9.2014 Rozdział V: Istotne dla stron postanowienia umowy: UMOWA GENERALNA NA ZADANIE A+B - UMOWA GENERALNA NA ZADANIE C Powiatowy Zarząd Dróg w Kędzierzynie
Bardziej szczegółowoUbezpieczenia dla deweloperów i generalnych wykonawców
Ubezpieczenia dla deweloperów i generalnych wykonawców Oferta usług brokerskich oraz doradztwa Szanowni Państwo. Przedstawiamy ofertę usług brokerskich oraz doradztwa przy tworzeniu i obsłudze programu
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 szczegółowoDobre wyniki w trudnych czasach
Warszawa, 10 marca 2009 roku Wyniki finansowe Grupy PZU w 2008 roku Dobre wyniki w trudnych czasach W 2008 roku Grupa PZU zebrała 21.515,4 mln złotych z tytułu składek ubezpieczeniowych, osiągając zysk
Bardziej szczegółowoCharakterystyki liczbowe (estymatory i parametry), które pozwalają opisać właściwości rozkładu badanej cechy (zmiennej)
Charakterystyki liczbowe (estymatory i parametry), które pozwalają opisać właściwości rozkładu badanej cechy (zmiennej) 1 Podział ze względu na zakres danych użytych do wyznaczenia miary Miary opisujące
Bardziej szczegółowoβ i oznaczmy współczynnik Beta i-tego waloru, natomiast przez β w - Betę całego portfela. Wykaż, że prawdziwa jest następująca równość
Zestaw 7 1. (Egzamin na doradcę inwestycyjnego, I etap, 2013) Współczynnik beta akcji spółki ETA wynosi 1, 3, a stopa zwrotu z portfela rynkowego 9%. Jeżeli oczekiwna stopa zwrotu z akcji spółki ETA wynosi
Bardziej szczegółowoInwestycje finansowe. Wycena obligacji. Stopa zwrotu z akcji. Ryzyko.
Inwestycje finansowe Wycena obligacji. Stopa zwrotu z akcji. yzyko. Inwestycje finansowe Instrumenty rynku pieniężnego (np. bony skarbowe). Instrumenty rynku walutowego. Obligacje. Akcje. Instrumenty pochodne.
Bardziej szczegółowopilotażowe staże dla nauczycieli i instruktorów kształcenia zawodowego w przedsiębiorstwach
pilotażowe staże dla nauczycieli i instruktorów kształcenia zawodowego w przedsiębiorstwach UBEZPIECZENIA W LOGISTYCE DARIUSZ PAUCH Zagadnienia umowy ubezpieczenia i kwestie z nią związane regulują: Ustawa
Bardziej szczegółowo2 (cel i aktywa Ubezpieczeniowych Funduszy Kapitałowych)
REGULAMIN LOKOWANIA ŚRODKÓW UBEZPIECZENIOWYCH FUNDUSZY KAPITAŁOWYCH oferowanych i zarządzanych przez Towarzystwo Ubezpieczeń na Życie Spółdzielczych Kas Oszczędnościowo-Kredytowych SA w Sopocie do umów
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 szczegółowoMatematyka finansowa 08.01.2007 r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLI Egzamin dla Aktuariuszy z 8 stycznia 2007 r. Część I
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XLI Egzamin dla Aktuariuszy z 8 stycznia 2007 r. Część I Matematyka finansowa WERSJA TESTU A Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 00 minut . Ile
Bardziej szczegółowoInformacja o zawartych polisach ubezpieczeniowych na rok szkolny 2013/2014
Informacja o zawartych polisach ubezpieczeniowych na rok szkolny 2013/2014 I. Ubezpieczenie następstw nieszczęśliwych wypadków dzieci, młodzieży szkolnej i pracowników placówek oświatowych: 1. Dyrektor
Bardziej szczegółowoUbezpieczenia majątkowe
Funkcje użyteczności a składki Uniwersytet Przyrodniczy we Wrocławiu Instytut Nauk Ekonomicznych i Społecznych 2016/2017 Funkcja użyteczności Niech ω wielkość majątku decydenta wyrażona w j.p., u (ω) stopień
Bardziej szczegółowoPRZEWODNIK PO PRZEDMIOCIE
Nazwa przedmiotu: Ryzyko w ubezpieczeniach Risk in insurances Kierunek: Matematyka Rodzaj przedmiotu: obowiązkowy dla specjalności matematyka finansowa i ubezpieczeniowa Rodzaj zajęć: wykład, ćwiczenia
Bardziej szczegółowoUBEZPIECZENIA NADWYŻKOWE ODPOWIEDZIALNOŚCI CYWILNEJ RADCÓW PRAWNYCH NA ROK 2011 (zawierane indywidualnie)
INFORMATOR UBEZPIECZENIA NADWYŻKOWE ODPOWIEDZIALNOŚCI CYWILNEJ RADCÓW PRAWNYCH NA ROK 2011 (zawierane indywidualnie) W ramach Umowy Generalnej zawartej z PZU S.A. I AXA TuiR S.A. obowiązującej w roku 2011
Bardziej szczegółowoKarta Produktu. zgodna z Rekomendacją PIU. dla ubezpieczenia na życie z ubezpieczeniowym funduszem kapitałowym XYZ
Karta Produktu zgodna z Rekomendacją PIU dla ubezpieczenia na życie z ubezpieczeniowym funduszem kapitałowym XYZ Ubezpieczony Klient: Jan Kowalski Ubezpieczyciel: Towarzystwo Ubezpieczeń na Życie ABC S.A.
Bardziej szczegółowoWażne rozkłady i twierdzenia c.d.
Ważne rozkłady i twierdzenia c.d. Funkcja charakterystyczna rozkładu Wielowymiarowy rozkład normalny Elipsa kowariacji Sploty rozkładów Rozkłady jednostajne Sploty z rozkładem normalnym Pobieranie próby
Bardziej szczegółowoZasady kalkulacji składki ubezpieczeniowej w zakładach ubezpieczeń
Ewa Spigarska * Zasady kalkulacji składki ubezpieczeniowej w zakładach ubezpieczeń Wstęp Czynniki ryzyka związane z ubezpieczeniami nie znajdują bezpośredniego odzwierciedlenia w rachunkowości zakładu
Bardziej szczegółowo(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 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 szczegółowoMatematyka ubezpieczeń majątkowych r. ma złożony rozkład Poissona. W tabeli poniżej podano rozkład prawdopodobieństwa ( )
Zadanie. Zmienna losowa: X = Y +... + Y N ma złożony rozkład Poissona. W abeli poniżej podano rozkład prawdopodobieńswa składnika sumy Y. W ejże abeli podano akże obliczone dla k = 0... 4 prawdopodobieńswa
Bardziej szczegółowoLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r.
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r. Część II Matematyka ubezpieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:...klucz odpowiedzi... Czas egzaminu:
Bardziej szczegółowoZałącznik nr 1 do SWZ- OPIS I WYMAGANE WARUNKI UBEZPIECZENIA
PRZEDMIOT I WARUNKI UBEZPIECZENIA INFORMACJE OGÓLNE 1. Umowy ubezpieczenia będą zawarte i wykonywane przy współudziale brokera ubezpieczeniowego: Energo-Inwest-Broker SA z siedzibą w Toruniu, ul. Jęczmienna
Bardziej szczegółowoSZCZEGÓŁOWE WARUNKI ZAMÓWIENIA PAKIET I 1. OBOWIĄZKOWE UBEZPIECZENIE ODPOWIEDZIALNOŚCI CYWILNEJ PODMIOTU WYKONUJACEGO DZIAŁALNOŚĆ LECZNICZĄ
Strona 1 z 6 Załącznik nr 1 do SIWZ nr 245/2014/N/Lubliniec SZCZEGÓŁOWE WARUNKI ZAMÓWIENIA Zamawiający: Nazwa: Samodzielny Publiczny Zespół Opieki Zdrowotnej w Lublińcu Adres siedziby: ul. Sobieskiego
Bardziej szczegółowoZadanie 1. Zadanie 2. Zadanie 3
Zadanie 1 Inwestor rozważa nabycie obligacji wieczystej (konsoli), od której będzie otrzymywał na koniec każdego półrocza kupon w wysokości 80 zł. Wymagana przez inwestora stopa zwrotu w terminie do wykupu
Bardziej szczegółowoKomisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 5 czerwca 2006 r. Część I. Matematyka finansowa
Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XXXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 5 czerwca 006 r. Część I Matematyka finansowa Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 100 minut 1 1. Inwestor dokonuje
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 szczegółowoKarta Produktu dla ubezpieczenia na życie i dożycie z Ubezpieczeniowym Funduszem Kapitałowym Nowa Czysta Energia Zysku
Niniejszy dokument stanowi przykład Karty Produktu przygotowanej w związku z VI subskrypcją ubezpieczenia na życie i dożycie z UFK Nowa Czysta Energia Zysku, uwzględniający kwotę w wysokości 10 tys. zł.
Bardziej szczegółowo