XLI Egzamin dla Aktuariuszy z 8 stycznia 2007 r.

Podobne dokumenty
XXXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 5 czerwca 2006 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych r.

XXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r.

XXXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudniaa 2005 r.

XLIII Egzamin dla Aktuariuszy z 8 października 2007 r.

LXI Egzamin dla Aktuariuszy z 1 października 2012 r.

LXXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 23 maja 2016 r.

LIII Egzamin dla Aktuariuszy z 31 maja 2010 r.

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

= 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

LXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 8 grudnia 2014 r.

Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XL Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r. Część I. Matematyka finansowa

LX Egzamin dla Aktuariuszy z 28 maja 2012 r.

LXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudnia 2016 r.

LXX Egzamin dla Aktuariuszy z 23 marca 2015 r.

LVI Egzamin dla Aktuariuszy z 4 kwietnia 2011 r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. ma złożony rozkład Poissona. W tabeli poniżej podano rozkład prawdopodobieństwa ( )

XLVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 15 grudnia 2008 r.

LXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 26 maja 2014 r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r.

XXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r.

Niezawodność elementu nienaprawialnego. nienaprawialnego. 1. Model niezawodnościowy elementu. 1. Model niezawodnościowy elementu

LIX Egzamin dla Aktuariuszy z 12 marca 2012 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych r.

LXV Egzamin dla Aktuariuszy z 30 września 2013 r.

LXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 29 września 2014 r.

XXXVI Egzamin dla Aktuariuszy z 10 października 2005 r.

LXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 25 marca 2013 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych r.

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

XLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 3 grudnia 2007 r.

LXVI Egzamin dla Aktuariuszy z 10 marca 2014 r.

LIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r.

LXXII Egzamin dla Aktuariuszy z 28 września 2015 r.

XXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 16 maja 2005 r.

LXII Egzamin dla Aktuariuszy z 10 grudnia 2012 r.

LIII Egzamin dla Aktuariuszy z 31 maja 2010 r.

LVII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 czerwca 2011 r.

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

XXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 17 stycznia 2005 r.

LXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 17 czerwca 2013 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych 17 marca 2008 r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Ćwiczenia 3 ( ) Współczynnik przyrostu naturalnego. Koncepcja ludności zastojowej i ustabilizowanej. Prawo Lotki.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

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

3 Ubezpieczenia na życie

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Dyskretny proces Markowa

XLVII Egzamin dla Aktuariuszy z 6 października 2008 r.

Niech X i Y będą niezależnymi zmiennymi losowymi o rozkładach wykładniczych, przy czym Y EX = 4 i EY = 6. Rozważamy zmienną losową Z =.

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

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

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

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

WYCENA KONTRAKTÓW FUTURES, FORWARD I SWAP

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

INWESTYCJE. Makroekonomia II Dr Dagmara Mycielska Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Egzamin dla Aktuariuszy z 19 cze1,\ ?99 r. Matematyka finansowa. Czas 1.:gzammu I OO mm ut. Część I. Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:...

MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH

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

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

Rozdział 3. Majątek trwały

Modelowanie ryzyka kredytowego MODELOWANIE ZA POMOCA HAZARDU

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

Elementy teorii przeżywalności

Załącznik nr 1 ZUS ZLA. Seria. od: do:

Prawdopodobieństwo i statystyka

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

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

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

Inwestycje. Makroekonomia II Dr hab. Joanna Siwińska-Gorzelak

ROCZNIKI INŻYNIERII BUDOWLANEJ ZESZYT 7/2007 Komisja Inżynierii Budowlanej Oddział Polskiej Akademii Nauk w Katowicach

Składki i rezerwy netto

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

LVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 3 października 2011 r.

Nr zadania Σ Punkty:

WYKŁAD 6. Witold Bednorz, Paweł Wolff. Rachunek Prawdopodobieństwa, WNE, Uniwersytet Warszawski. 1 Instytut Matematyki

POMIAR PARAMETRÓW SYGNAŁOW NAPIĘCIOWYCH METODĄ PRÓKOWANIA I CYFROWEGO PRZETWARZANIA SYGNAŁU

Wpływ kohortowych tablic trwania życia y na wysokość świadczeń emerytalnych

1. Ubezpieczenia życiowe

i i i = (ii) TAK sprawdzamy (i) (i) NIE

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

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

4. Ubezpieczenie Życiowe

01. dla x 0; 1 2 wynosi:

zadania z rachunku prawdopodobieństwa zapożyczone z egzaminów aktuarialnych

Matematyka ubezpieczeń na życie Life Insurance Mathematics. Matematyka Poziom kwalifikacji: II stopnia. Liczba godzin/tydzień: 2W E, 2C

Zostałeś delegowany do pracy za granicą w UE, EOG lub Szwajcarii? Sprawdź, gdzie jesteś ubezpieczony

Podstawy elektrotechniki

Analiza opłacalności inwestycji logistycznej Wyszczególnienie

Metody aktuarialne - opis przedmiotu

Przemieszczeniem ciała nazywamy zmianę jego położenia

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

Transkrypt:

Komisja Egzaminacyjna dla Akuariuszy XLI Egzamin dla Akuariuszy z 8 sycznia 7 r. Część II Maemayka ubezieczeń życiowych Imię i nazwisko osoby egzaminowanej:... Czas egzaminu: 1 minu Warszawa, 9 aździernika 6 r.

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 1. W ewnej oulacji kohora -laków zmniejsza o roku swą liczebność o 1%. O ej samej kohorcie wiadomo również, że średnia liczba la, kórą rzeżyli ci, kórzy dożyli wieku oraz nie dożyli wieku +1 la wynosi a =, 38. Dla omawianej kohory oblicz warość wsółczynnika umieralności Wskaż najbliższą warość. m cenral deah rae. A,148 B,154 C,16 D,166 E,17 1

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r.. Dane są składki: P A = a && 4 4 = 4 :,1 P,335 A =, 4933 6 = 4 : 1 Wyznacz 1. Wskaż najbliższą warość. P 4 : A 9,3 B 9,5 C 9,7 D 9,9 E 9,31

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 3. Rozarujemy ciągły y ubezieczenia dla osoby z oulacji o wykładniczym rozkładzie czasu rwania życia z µ =,. W ubezieczeniu ym rzez ierwsze la łacona jes składka ze sałą inensywnością π. Ubezieczenie zaewnia nasęujące świadczenie: w rzyadku śmierci rzed osiągnięciem wieku + : jednorazowe świadczenie w wysokości właconych składek wraz z orocenowaniem o inensywności δ =, 4 j od osiągnięego wieku + : renę dożywonią z roczną inensywnością 1 zł. Wyznacz wysokość składki π rzy orocenowaniu echnicznym δ =, 5. Wskaż najbliższą warość. A 3885 B 3935 C 3985 D 435 E 485 i 3

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 4. Dla osoby =6 z oulacji de Moire a z granicznym wiekiem 1 la rozarujemy ciągły y ubezieczenia na życie z jednorazową składką i malejącą sumą ubezieczenia b = 4 dla < 4. Wyznacz V, jeśli δ =, 5. Wskaż najbliższa warość. A -,64 B -,7 C -,76 D -,8 E -,88 4

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 5. Rozważamy ciągły y ubezieczenia na życie ze zmienną sumą ubezieczenia c. Składka neo ma sałą roczną inensywność π =,6 i w równych częściach dzieli się s r na składkę π oraz π. Oblicz wysokość świadczenia c1, jeśli µ +1 =, 5 oraz δ =, 4. Wskaż najbliższą warość. A,97 B 1, C 1,3 D 1,6 E 1,9 5

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 6. Rozarujemy dyskreny y bezerminowego ubezieczenia na życie z sumą ubezieczenia 1 oraz sałą składką roczną, łaną na ocząku roku rzez cały okres ubezieczenia. Wiadomo, że w drugim roku ubezieczenia a część składki, kóra okrywa ryzyko śmierci, jes o 5% wyższa od analogicznej składki z ierwszego roku. Wyznacz składkę Wskaż najbliższą warość. P + P, jeśli dane są: q =, q +1 =, =, 96 A 65,75 B 67,5 C 68,75 D 7,5 E 71,75 6

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 7. Rozarujemy dyskreny y erminowego, 5-leniego ubezieczenia na życie i dożycie z sumą ubezieczenia 1 dla osoby 4. Roczna składka bruo łacona jes na ocząku ierwszych 15 la ubezieczenia, raz w roku, na ocząku roku, w sałej wysokości. Jednorazowe koszy wysawienia olisy wynoszą α = 3,5% sumy ubezieczenia i są rezerwowane meodą Zillmera. Roczne koszy adminisracyjne wynoszą 1% sumy ubezieczenia w ierwszym roku, a nasęnie 5% sumy ubezieczenia w ozosałych laach ważności ubezieczenia. Koszy adminisracyjne są onoszone w czerech równych raach kwaralnych, na ocząku kwarału. Wyznacz rezerwę bruo o 1 laach ubezieczenia, jeśli rezerwa neo wyniosła 5 zł., a onado: N 4 = 4 585 N = 165 4 45 N 175 5 = 67 N 55 = 36 653 N 65 = 9 33 D4 = 755 D 5 = 7 475 D 65 = 1 3 α 4 = 1,7 β 4 =, 39 Przyjmij, że śmierelność ma jednosajny rozkład w ciągu każdego roku. Wskaż najbliższą warość rezerwy bruo. A 348 B 358 C 368 D 378 E 388 7

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 8. Rozarujemy ciągły y bezerminowego ubezieczenia na życie, wyłacającego: B, gdy śmierć sowodował nieszczęśliwy wyadek J=1 w ciągu ierwszych r la ubezieczenia oraz B, jeśli śmierć z owodu wyadku nasąiła óźniej, B, jeśli śmierć nasąiła z innych rzyczyn niż wyadek J=. W ubezieczeniu ym łacona jes jednorazowa składka neo A, wynikająca z zasady równoważności. Podaj wariancję sray ubezieczyciela na momen wysawienia olisy Var. [L] A 1 3 4 A d d B r + + + µ µ B 1 A d d B r + + µ µ C 1 3 A d d B r + + µ µ D 1 4 A d d B r + + µ µ E 1 3 4 A d d B r + + µ µ 8

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 9. Wyznacz 1 a& & 1-leni okres ważności olisy biegnie od momenu jej wysawienia, y :1 jeśli dane są: a& & = 1,5 i = 5 % 45 y :1 1 =, 1 y =,85. Przyjmij, że T oraz T y są niezależne oraz śmierelność ma jednosajny rozkład w ciągu kolejnych la życia. Wskaż najbliższą warość. A 1,58 B 1,6 C 1,6 D 1,64 E 1,66 9

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. 1. Rozarujemy ciągły model lanu emeryalnego. Plan wyłaca każdemu uczesnikowi, kóry urzymał akywny saus do wieku 65 la, ę samą emeryurę ze sałą inensywnością wyłay. Wszyscy uczesnicy rzysęują do lanu w wieku 3 la, a urzymanie sausu akywnego oisuje funkcja 3 = 1 dla 35. 7 Plan wysarował 1 sycznia 1957 roku z gruą 1 osób w wieku 3 la i od ej ory liczba wsęujących do lanu rośnie ze sałą inensywnością % na rok. Wyznacz inensywność rocznego koszu normalnego dla wszyskich uczesników lanu w dniu 1 sycznia 7 r., na 1 złoówkę ich rocznej emeryury. Dane są: δ =, a 65 = 15 Wskaż najbliższą warość. A 99 B 1 C 11 D 1 E 13 1

Maemayka ubezieczeń życiowych 8 sycznia 7 r. XLI Egzamin dla Akuariuszy z 8 sycznia 7 r. Maemayka ubezieczeń życiowych Arkusz odowiedzi * Imię i nazwisko :...Klucz odowiedzi... Pesel... Zadanie nr Odowiedź Punkacja 1 D A 3 E 4 A 5 A 6 C 7 B 8 E 9 D 1 C * Oceniane są wyłącznie odowiedzi umieszczone w Arkuszu odowiedzi. Wyełnia Komisja Egzaminacyjna. 11