XXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r.

Podobne dokumenty
1. Niech g(t) oznacza gęstość wymierania, od momentu narodzin, pewnej populacji mężczyzn. Demografowie zauważyli, że po drobnej modyfikacji: =

LX Egzamin dla Aktuariuszy z 28 maja 2012 r.

LVII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 czerwca 2011 r.

XXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r.

1. Pięciu osobników pochodzi z populacji, w której pojedyncze życie podlega ryzyku śmierci

LXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 8 grudnia 2014 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych r.

LVI Egzamin dla Aktuariuszy z 4 kwietnia 2011 r.

LXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudnia 2016 r.

LXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 26 maja 2014 r.

XLIII Egzamin dla Aktuariuszy z 8 października 2007 r.

XXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 17 stycznia 2005 r.

XLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 3 grudnia 2007 r.

LXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 25 marca 2013 r.

= 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

XXXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudniaa 2005 r.

LIII Egzamin dla Aktuariuszy z 31 maja 2010 r.

LXX Egzamin dla Aktuariuszy z 23 marca 2015 r.

XXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 16 maja 2005 r.

LXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 29 września 2014 r.

LIX Egzamin dla Aktuariuszy z 12 marca 2012 r.

LXXII Egzamin dla Aktuariuszy z 28 września 2015 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych r.

XXXVI Egzamin dla Aktuariuszy z 10 października 2005 r.

1. Oblicz prawdopodobieństwo zdarzenia, że noworodek wybrany z populacji, w której śmiertelnością rządzi prawo Gompertza

XLVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 15 grudnia 2008 r.

LXXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 23 maja 2016 r.

LXII Egzamin dla Aktuariuszy z 10 grudnia 2012 r.

LXV Egzamin dla Aktuariuszy z 30 września 2013 r.

LIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r.

LXI Egzamin dla Aktuariuszy z 1 października 2012 r.

LXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 17 czerwca 2013 r.

LIII Egzamin dla Aktuariuszy z 31 maja 2010 r.

LXVI Egzamin dla Aktuariuszy z 10 marca 2014 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych 17 marca 2008 r.

XLVII Egzamin dla Aktuariuszy z 6 października 2008 r.

3 Ubezpieczenia na życie

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLI Egzamin dla Aktuariuszy z 8 stycznia 2007 r. Część I

Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 5 czerwca 2006 r. Część I. Matematyka finansowa

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudnia 2005 r.

Elementy teorii przeżywalności

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. L Egzamin dla Aktuariuszy z 5 października 2009 r.

XXXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 5 czerwca 2006 r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 26 maja 2014 r. Część I

N ma rozkład Poissona z wartością oczekiwaną równą 100 M, M M mają ten sam rozkład dwupunktowy o prawdopodobieństwach:

LV Egzamin dla Aktuariuszy z 13 grudnia 2010 r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LVI Egzamin dla Aktuariuszy z 4 kwietnia 2011 r. Część I

Elementy teorii przeżywalności

Parametr Λ w populacji ubezpieczonych ma rozkład dany na półosi dodatniej gęstością: 3 f

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXII Egzamin dla Aktuariuszy z 10 grudnia 2012 r.

01. dla x 0; 1 2 wynosi:

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXI Egzamin dla Aktuariuszy z 1 października 2012 r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 7 marca 2016 r. Część I

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy XXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 16 maja 2005 r. Część I Matematyka finansowa

dla t ściślejsze ograniczenie na prawdopodobieństwo otrzymujemy przyjmując k = 1, zaś dla t > t ściślejsze ograniczenie otrzymujemy przyjmując k = 2.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Egzamin XXVII dla Aktuariuszy z 12 października 2002 r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLIX Egzamin dla Aktuariuszy z 6 kwietnia 2009 r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXXI Egzamin dla Aktuariuszy z 15 czerwca 2015 r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Zadanie 1. Ilość szkód N ma rozkład o prawdopodobieństwach spełniających zależność rekurencyjną:

Zadanie 1. Liczba szkód N w ciągu roku z pewnego ryzyka ma rozkład geometryczny: k =

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LV Egzamin dla Aktuariuszy z 13 grudnia 2010 r. Część I

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXIII Egzamin dla Aktuariuszy - 11 października 2004 r.

Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy LXX Egzamin dla Aktuariuszy z 23 marca 2015 r. Część I Matematyka finansowa

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Egzamin dla Aktuariuszy z 6 grudnia 2003 r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Zadanie 1. O rozkładzie pewnego ryzyka X posiadamy następujące informacje: znamy oczekiwaną wartość nadwyżki ponad 20:

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 3 października 2011 r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 3 grudnia 2007 r. Część I. Matematyka finansowa

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 25 marca 2013 r. Część I

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 17 czerwca 2013 r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 8 grudnia 2014 r. Część I

z przedziału 0,1 liczb dodatnich. Rozważmy dwie zmienne losowe:... ma złożony rozkład dwumianowy o parametrach 1,q i, gdzie X, wszystkie składniki X

Zadanie 1. są niezależne i mają rozkład z atomami: ( ),

LIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r. Część III

UBEZPIECZ SIĘ, NAJLEPIEJ U MATEMATYKA

WERSJA TESTU A. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLV Egzamin dla Aktuariuszy z 17 marca 2008 r. Część I. Matematyka finansowa

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LXV Egzamin dla Aktuariuszy z 30 września 2013 r.

Zadanie 1. Zmienne losowe X 1, X 2 są niezależne i mają taki sam rozkład z atomami:

MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 15 grudnia 2008 r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

1. Ubezpieczenia życiowe

UBEZPIECZENIA NA ŻYCIE

MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH

Matematyka finansowa

Ubezpieczenia na życie

Składki i rezerwy netto

Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXII Egzamin dla Aktuariuszy z 7 czerwca 2004 r. Część I. Matematyka finansowa

REZERWY UBEZPIECZEŃ I RENT ŻYCIOWYCH

4. Ubezpieczenie Życiowe

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Immunizacja ryzyka stopy procentowej ubezpieczycieli życiowych

Transkrypt:

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, 9 października 2006 r.

1. Śmiertelność populacji z granicznym wiekiem 100 lat opisuje 0, 6 µ x =. 100 x o Oblicz prawdopodobieństwo dożycia przez noworodka wieku x = e 0. Wskaż najbliższą wartość. (A) 0,333 (B) 0,444 (C) 0,500 (D) 0,555 (E) 0,666 1

2. Osoba (x) pochodzi z populacji, w której T (x) ma gęstość g β t ( t) = β 2 t e. Wyznacz Var (Z) w bezterminowym ubezpieczeniu na życie z sumą ubezpieczenia 1 zł płatną w momencie śmierci, jeśli A = 0,16. Wskaż najbliższą wartość. x (A) 0,028 (B) 0,031 (C) 0,034 (D) 0,037 (E) 0,040 2

3. Dane są : i = 5% D 40 = 13791 N 40 = 236 670 60 x= 40 D = 181124 = 2 815 710 x 60 N x x= 40. Wyznacz (DA. Wskaż najbliższą wartość. 1 ) 40 : 20 (A) 0,416 (B) 0,419 (C) 0,422 (D) 0,425 (E) 0,428 3

4. Rozpatrujemy ciągły model ubezpieczenia. Ubezpieczenie I oraz II dają na moment wystawienia polisy dla (x) identyczny rozkład straty ubezpieczyciela (L I ) oraz zysku ubezpieczyciela (-L II ). Ubezpieczenie I jest bezterminowym ubezpieczeniem na życie z sumą ubezpieczenia 1 oraz składką płaconą ze stałą intensywnością przez cały okres ubezpieczenia. Ubezpieczenie II jest rentą dożywotnią, wypłacającą świadczenie ze stałą intensywnością. Podaj intensywność świadczenia rentowego, jeśli A = 0, 15 oraz δ = 0, 05. Wskaż najbliższą wartość. (A) 0,0588 (B) 0,162 (C) 0,333 (D) 0,667 (E) 1 x 4

5. Rozpatrujemy ciągły model 20-letniego ubezpieczenia na życie i dożycie wystawionego na osobę z populacji o wykładniczym rozkładzie czasu życia. Składka ma być płacona ze stałą intensywnością przez cały okres ubezpieczenia. Po 10 latach ubezpieczony poprosił o zmianę warunków ubezpieczenia: składka ma być obniżona do połowy i wyznaczony zostanie nowy termin ważności ubezpieczenia. Utrzymano oryginalna sumę ubezpieczenia oraz zasadę, że składka jest płacona przez cały okres ważności ubezpieczenia. Podaj nowy okres ważności ubezpieczenia od momentu zmiany warunków, jeśli µ = 0,04 oraz δ = 0, 06. Wskaż najbliższą wartość. x (A) (E) 10 17 (B) 12 10 19 12 4 18 (C) 12 10 18 (D) 12 4 19 12 5

6. Rozpatrujemy dyskretny typ ubezpieczenia na życie i dożycie dla (x) z sumą ubezpieczenia 10 000 zł oraz roczną składką netto 1100 zł. Na koniec 1-szego roku ubezpieczyciel osiągnął zysk techniczny dzięki przychodom z lokat powyżej stopy technicznej. Zysk techniczny z oszczędności, s G 1, powstający dzięki lokatom rezerwy netto oraz składki na oszczędności, przeznaczono w całości na wzrost rezerwy. W rezultacie nowa rezerwa netto wynosi 1050 zł, a od drugiego roku suma ubezpieczenia oraz składka są wyższe o 10%. Wyznacz stopę techniczną w tym ubezpieczeniu (podaj najbliższą wartość), jeśli q x = 0,02 (A) 3,2% (B) 3,4% (C) 3,6% (D) 3,8% (E) 4,0% 6

7. Rozpatrujemy dyskretny typ bezterminowego ubezpieczenia na życie z sumą ubezpieczenia 10 000 zł i składką płaconą na początku roku, w stałej wysokości, przez cały okres ubezpieczenia. Ubezpieczyciel poniósł koszty początkowe oraz ponosi na początku każdego roku ubezpieczenia stałą kwotę kosztów administracyjnych. W pierwszym roku bieżące płatności z tytułu obydwu kosztów przekroczyły o 400 zł poziom składki brutto. Wiadomo, że na moment wystawienia polisy strumień kosztów administracyjnych jest równoważny kosztowi początkowemu. Wyznacz udział narzutu na łączne koszty w składce brutto, jeśli dane są: i = 4% a& & x = 11, 1 Wskaż najbliższą wartość. (A) 22% (B) 23% (C) 24% (D) 25% (E) 26% 7

8. Rozpatrujemy ciągły typ renty wdowiej dla pary osób z populacji o wykładniczym rozkładzie trwania życia. Jeśli on (y) umrze wcześniej niż ona (x), to ona zaczyna otrzymywać dożywotnią rentę z intensywnością 10 000 zł na rok. Jeśli ona umrze wcześniej niż on, to on otrzymuje w chwili jej śmierci zwrot wpłaconych składek bez oprocentowania. W ubezpieczeniu tym składka netto jest płacona ze stałą intensywnością P aż do pierwszej śmierci. Wyznacz intensywność składki P, jeśli dane są: Wskaż najbliższą wartość µ = 0,01 µ = 0, 03 δ = 0, 04 x y (A) 6 860 (B) 7 260 (C) 8 630 (D) 10 720 (E) 11 430 8

9. Na osobę (x) wystawiono roczną polisę wypłacającą świadczenie na koniec okresu ubezpieczenia. Życie ubezpieczonego jest narażone na trzy niezależne od siebie ryzyka. (1) Pierwsze jest typowym demograficznym ryzykiem śmierci i osiąga poziom 0,05. 1 q x = Drugie wiąże się ze specyficznym schorzeniem ubezpieczonego i wynosi 1 (2) q x = 0,1. Trzecie wynika ze szczególnego trybu życia ubezpieczonego i osiąga poziom (3) 1 q x = 0,15. Wszystkie trzy ryzyka mają jednostajny rozkład w ciągu roku. Polisa wypłaca 200 000 zł za śmierć z powodu pierwszego ryzyka lub 100 000 zł za śmierć wywołaną drugim ryzykiem. Śmierć z tytułu trzeciego ryzyka nie jest objęta ubezpieczeniem. Wyznacz składkę za to ubezpieczenie przy v = 0,96. Wskaż najbliższą wartość. (A) 17 100 (B) 17 400 (C) 17 700 (D) 18 000 (E) 18 300 9

10. Uczestnicy pewnego planu emerytalnego przystępują do planu w wieku 25 lat, a przechodzą na emeryturę w wieku 65 lat. Prawdopodobieństwo, że 25-letni uczestnik dojdzie w planie do emerytury wynosi 0,55. Plan wystartował w momencie t=0 ze 120 uczestnikami w wieku 25 lat i od tej liczba wstępujących rośnie ze stałą intensywnością 4% na rok. Plan wypłaca każdemu emerytowi taką sama emeryturę ze stałą intensywnością wypłaty. Wyznacz intensywność rocznego kosztu normalnego P(t) dla momentu t=60 na 1 złotówkę rocznej emerytury, jeśli δ = 0, 04 oraz a 65 = 12, 5. Podaj najbliższą wartość. (A) 1740 (B) 1764 (C) 1788 (D) 1812 (E) 1836 10

XXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r. Matematyka ubezpieczeń życiowych Arkusz odpowiedzi * Imię i nazwisko :... Pesel...Klucz odpowiedzi... Zadanie nr Odpowiedź Punktacja 1 D 2 D 3 E 4 A 5 A 6 A 7 E 8 A 9 A 10 E * Oceniane są wyłącznie odpowiedzi umieszczone w Arkuszu odpowiedzi. Wypełnia Komisja Egzaminacyjna. 11