Matematyka ubezpieczeń życiowych r.

Podobne dokumenty
XLIV Egzamin dla Aktuariuszy z 3 grudnia 2007 r.

LXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 29 września 2014 r.

XXXVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 marca 2006 r.

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

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

XXXX Egzamin dla Aktuariuszy z 9 października 2006 r.

LX Egzamin dla Aktuariuszy z 28 maja 2012 r.

LXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudnia 2016 r.

LXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 8 grudnia 2014 r.

LIII Egzamin dla Aktuariuszy z 31 maja 2010 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych r.

LXXII Egzamin dla Aktuariuszy z 28 września 2015 r.

LXV Egzamin dla Aktuariuszy z 30 września 2013 r.

XLIII Egzamin dla Aktuariuszy z 8 października 2007 r.

LIX Egzamin dla Aktuariuszy z 12 marca 2012 r.

LXXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 23 maja 2016 r.

XXXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 5 grudniaa 2005 r.

LXVII Egzamin dla Aktuariuszy z 26 maja 2014 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

LIV Egzamin dla Aktuariuszy z 4 października 2010 r.

LXX Egzamin dla Aktuariuszy z 23 marca 2015 r.

XXXIII Egzamin dla Aktuariuszy z 17 stycznia 2005 r.

Matematyka ubezpieczeń życiowych 17 marca 2008 r.

LXII Egzamin dla Aktuariuszy z 10 grudnia 2012 r.

XLVIII Egzamin dla Aktuariuszy z 15 grudnia 2008 r.

XXXV Egzamin dla Aktuariuszy z 16 maja 2005 r.

LVI Egzamin dla Aktuariuszy z 4 kwietnia 2011 r.

LXVI Egzamin dla Aktuariuszy z 10 marca 2014 r.

LXIV Egzamin dla Aktuariuszy z 17 czerwca 2013 r.

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

LIII Egzamin dla Aktuariuszy z 31 maja 2010 r.

LXI Egzamin dla Aktuariuszy z 1 października 2012 r.

LVII Egzamin dla Aktuariuszy z 20 czerwca 2011 r.

XXXVI Egzamin dla Aktuariuszy z 10 października 2005 r.

XLVII Egzamin dla Aktuariuszy z 6 października 2008 r.

3 Ubezpieczenia na życie

LV Egzamin dla Aktuariuszy z 13 grudnia 2010 r.

Elementy teorii przeżywalności

XXXIX Egzamin dla Aktuariuszy z 5 czerwca 2006 r.

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

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

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

01. dla x 0; 1 2 wynosi:

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

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

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

Elementy teorii przeżywalności

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Egzamin XXVII dla Aktuariuszy z 12 października 2002 r.

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

1 Elementy teorii przeżywalności

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

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

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

1 Elementy teorii przeżywalności

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. L Egzamin dla Aktuariuszy z 5 października 2009 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. LVI Egzamin dla Aktuariuszy z 4 kwietnia 2011 r. Część I

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka finansowa r. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. XLIX Egzamin dla Aktuariuszy z 6 kwietnia 2009 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. XLI Egzamin dla Aktuariuszy z 8 stycznia 2007 r. Część I

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

UBEZPIECZENIA NA ŻYCIE

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Egzamin dla Aktuariuszy z 6 grudnia 2003 r.

MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH

Składki i rezerwy netto

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

1. Ubezpieczenia życiowe

4. Ubezpieczenie Życiowe

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

MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH

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

4. Ubezpieczenie Życiowe

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

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

Matematyka finansowa

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

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

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

Ubezpieczenia na życie

MODELE MATEMATYCZNE W UBEZPIECZENIACH

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

REZERWY UBEZPIECZEŃ I RENT ŻYCIOWYCH

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

Metody aktuarialne - opis przedmiotu

UBEZPIECZ SIĘ, NAJLEPIEJ U MATEMATYKA

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

Transkrypt:

. 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 się na emeryturę i pozostaje na niej aż do śmierci. Przebywanie w każdym z wymienionych trzech stanów (dziecko, pracownik, emeryt) może przerwać ponadto tylko śmierć. Wiadomo, że noworodek jest dzieckiem przeciętnie przez 48 lat, młody pracownik ( a więc osoba w wieku d ) pracuje przeciętnie 25 lat, wreszcie młody emeryt (osoba w wieku p ) pobiera emeryturę przeciętnie przez 30 lat. Oblicz p d. (A 28 (B) 29 (C) 30 (D) 3 (E) 32

2. Symbole primowane odnoszą się do sytuacji po zmianie profilu śmiertelności w danej populacji. Zmiana ta na poziomie funkcji natężenia wymierania wyraża się wzorem µ x ' = µ x + µ dla każdego wieku x, gdzie µ const > 0. Symbole nieprimowane odnoszą się do sytuacji przed zmianą. Wiadomo ponadto, że ubezpieczyciel tak dostosował techniczną intensywność oprocentowania δ do nowego poziomu δ ', aby a&& = x a&& x' dla każdego x. Wówczas prawdziwy jest związek (A) δ µ µ e e e A x'= Ax +, δ + µ δ + µ e e (B) δ + µ µ µ e e e A x'= Ax +, δ + µ δ + µ e e (C) δ + µ µ µ e e e A x'= Ax +, δ δ e e (D) δ µ µ e e e A x'= Ax +, δ µ δ µ e e (E) δ µ µ e e e A x'= Ax +. δ δ e e 2

3. Osoba (x) rozważa 20-letnie ubezpieczenie ze stałą, roczną składką netto, płatną na początku roku przez cały okres ubezpieczenia. Świadczenie śmiertelne jest wypłacane na koniec roku śmierci. Za roczną składkę netto P=7000 zł można kupić jedno z trzech ubezpieczeń:. z sumą ubezpieczenia S dla dożycia i śmierci, stałą przez cały okres ubezpieczenia; 2. z sumą ubezpieczenia k S 2 w k-tym roku ubezpieczenia dla śmierci ( k =, K,20), bez świadczenia za dożycie; 3. z sumą ubezpieczenia S 3 w ubezpieczeniu na dożycie oraz S 3 plus zwrot wpłaconych dotychczas składek P (bez oprocentowania) za śmierć. Podaj wysokość S 3, jeśli S =200 000 zł oraz S 2 =47 035 zł. Wskaż najbliższą wartość. (A) 62 895 (B) 64 730 (C) 66 565 (D 68 400 (E) 70 235 3

4. Osoba (x) zamierza ubezpieczyć się na życie. Będzie płacić aż do śmierci składkę ciągłą ze stałą roczną intensywnością 00 000P. Suma ubezpieczenia 00 000 zł będzie x wypłacona od razu po śmierci. Jeśli ubezpieczy się miesiąc później, odpowiednia intensywność składki ciągłej wyniesie 00000 P w skali roku. Oblicz przybliżoną wartość 00000P, jeśli dane są: x + 2 x + 2 P x = 0, 07, µ x = 0, 006, δ = 005,. Podaj najbliższą wartość. (A) 704 (B) 706 (C) 708 (D) 70 (E) 72 4

5. Osobnik z populacji z wykładniczym rozkładem czasu życia ma 20-letnie ubezpieczenie na życie i dożycie, wypłacające świadczenie śmiertelne w momencie śmierci. Składka ma być płacona przez cały okres ubezpieczenia ze stałą intensywnością. Po 0 latach ubezpieczony zrezygnował z dalszego płacenia składek i poprosił o zamianę ubezpieczenia na bezskładkowe i utrzymanie dotychczasowej sumy ubezpieczenia. Podaj maksymalne dalsze trwanie tego ubezpieczenia od momentu zmiany warunków, jeśli µ = 0, 02 oraz δ = 0, 08. Wskaż najbliższą wartość. (A) 4,5 (B) 6,5 (C) 4,5 (D) 9,5 (E) 24,5 5

6. Rozważamy bezterminowe ciągłe ubezpieczenie na życie dla (x), wybranego z populacji z wykładniczym rozkładem trwania życia µ x+ t µ. Jeśli ubezpieczony umrze w wieku (x+t) to zostanie wypłacona suma ubezpieczenia ct ()> 0. Wiadomo ponadto, że intensywność składki netto π( t ) cały czas maleje.wówczas dla każdego t > 0 spełniona jest nierówność: (A) c'( t) [( + ) V'( t) V''( t)] µ δ µ, (B) c'( t ) [( + ) V'( t) V''( t)], µ δ µ δ (C) c'( t) [( + ) V'( t) V''( t)] µ δ µ µ, (D) δ + µ c'( t) [ V( t) V''( t)] µ (E) c'( t ) [( + ) V'( t) V''( t)]. δ + µ δ µ Uwaga. Zakładamy, że symbol pochodnej zawsze dotyczy sytuacji, w której dana funkcja ma pochodną odpowiedniego rzędu. 6

7. Rozpatrujemy bezterminowe ubezpieczenie na życie wypłacające zł na koniec roku śmierci. Składka jest płacona 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 0,045 zł poziom składki brutto. Wiadomo, że na moment wystawienia polisy strumień kosztów administracyjnych jest równoważny kosztowi początkowemu. Wyznacz udział narzutu na koszty w składce brutto, jeśli dane są: i = 5% a& & x = 0, 666 Wskaż najbliższą wartość. (A) 23% (B) 25% (C) 27% (D) 29% (E) 3% 7

8. Rozważamy model szkodowości z dwiema szkodami. Dane są: µ, x+ t 04,, µ 2,x + t = t. Niech t oznacza moment w którym najczęściej zdarza się pierwsza szkoda (nieważne która). Oblicz prawdopodobieństwo zdarzenia, że do chwili nie zajdzie żadna szkoda. (A) 0,54 (B) 0,60 (C) 0,66 (D) 0,72 (E) 0,78 t 8

9. Trwa ubezpieczenie rentowe dla pary osób, wypłacające na początku roku kwotę R 2, jeśli żyją obydwoje, lub R, jeśli żyje jedno z nich. Na koniec bieżącego roku ubezpieczyciel obliczył rezerwę netto w tym ubezpieczeniu przy założeniu, że żyją obydwoje ubezpieczeni i skończą x oraz y lat. Uzyskano jednak informację, że jedna osoba już nie żyje i począwszy od najbliższej wypłaty będzie wypłacana renta R. Ubezpieczyciel nie wie jednak, która osoba nie żyje. Okazało się, że nowej sytuacji odpowiada rezerwa w tej samej wysokości, co wcześniej policzona. Oblicz wysokość wypłaty R. Dane są: R 2 = 0 000 p = 0,933 x p = 0, y 978 a& & x = 6,6 a& & y = 9, 46 a& & xy = 5, 6 (A) 7800 (B) 8700 (C) 9200 (D) 200 (E) 4300 9

0. Plan emerytalny składa się z części () typu contribution-defined oraz z części (2) benefit-defined. W pierwszej części płacona jest składka w wysokości 0% wynagrodzenia. Druga część dopełnia łączną emeryturę do 50% płacy finalnej, czyli płacy z ostatniego roku zatrudnienia.. Rozważ 40-letniego uczestnika planu(urodzonego stycznia) z płacą rosnącą o 5% na początku każdego roku i wynoszącą obecnie (po tegorocznej podwyżce) 40 000 zł oraz z kapitałem w planie () w wysokości 40 000. Przyjmij, że składka jest płacona raz w roku, w połowie roku. Zakładając przejście na emeryturę w wieku 65 lat, podaj udział emerytury z pierwszej części planu w całej emeryturze. Dane są: (2) i = 5% a && 65 = 0, 7 Wskaż najbliższą wartość. (A) 65,5% (B) 66,5% (C) 67,5% (D) 68,5% (E) 69,5% 0

XXX Egzamin dla Aktuariuszy z października 2003 r. Matematyka ubezpieczeń życiowych Arkusz odpowiedzi * Imię i nazwisko :...Klucz odpowiedzi... Pesel... Zadanie nr Odpowiedź Punktacja C 2 E 3 E 4 B 5 E 6 A 7 D 8 C 9 E 0 C * Oceniane są wyłącznie odpowiedzi umieszczone w Arkuszu odpowiedzi. Wypełnia Komisja Egzaminacyjna.