Kalkulacja rezerw z optymalnym ważeniem informacji o szkodach wypłaconych oraz szkodach zgłoszonych i niewypłaconych

Podobne dokumenty
Matematyka ubezpieczeń majątkowych r. Zadanie 1. Rozważamy proces nadwyżki ubezpieczyciela z czasem dyskretnym postaci: n

Funkcja generująca rozkład (p-two)

Wykład 8: Zmienne losowe dyskretne. Rozkłady Bernoulliego (dwumianowy), Pascala, Poissona. Przybliżenie Poissona rozkładu dwumianowego.

4. MODELE ZALEŻNE OD ZDARZEŃ

Wyższe momenty zmiennej losowej

EKONOMETRIA. Liniowy model ekonometryczny (regresji) z jedną zmienną objaśniającą

3. Regresja liniowa Założenia dotyczące modelu regresji liniowej

n k n k ( ) k ) P r s r s m n m n r s r s x y x y M. Przybycień Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka

Prawdopodobieństwo i statystyka

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

Temat 6. ( ) ( ) ( ) k. Szeregi Fouriera. Własności szeregów Fouriera. θ możemy traktować jako funkcje ω, których dziedziną jest dyskretny zbiór

oznaczają łączne wartości szkód odpowiednio dla k-tego kontraktu w t-tym roku. O składnikach naszych zmiennych zakładamy, że:

X i. X = 1 n. i=1. wartość tej statystyki nazywana jest wartością średnią empiryczną i oznaczamy ją symbolem x, przy czym x = 1. (X i X) 2.

Trzeba pokazać, że dla każdego c 0 c Mc 0. ) = oraz det( ) det( ) det( ) jest macierzą idempotentną? Proszę odpowiedzieć w

ELEMENTY SYSTEMÓW KOLEJKOWYCH

Zmienna losowa N ma rozkład ujemny dwumianowy z parametrami (, q) = 7,

Erlanga. Znajdziemy rozkład czasów oczekiwania na n-te zdarzenie. Łączny czas oczekiwania. na n zdarzeń dany jest przez: = u-v i t 2.

Efektywność projektów inwestycyjnych. Statyczne i dynamiczne metody oceny projektów inwestycyjnych

Wykład 5 Przedziały ufności. Przedział ufności, gdy znane jest σ. Opis słowny / 2

Dwumian Newtona. Agnieszka Dąbrowska i Maciej Nieszporski 8 stycznia 2011

Zadanie 2 Niech,,, będą niezależnymi zmiennymi losowymi o identycznym rozkładzie,.

MIANO ROZTWORU TITRANTA. Analiza statystyczna wyników oznaczeń

Niepewności pomiarowe

WPŁYW CEN SKUPU ŻYWCA NA CENY DETALICZNE MIĘSA

Statystyka i Opracowanie Danych. W7. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407

P π n π. Równanie ogólne płaszczyzny w E 3. Dane: n=[a,b,c] Wówczas: P 0 P=[x-x 0,y-y 0,z-z 0 ] Równanie (1) nazywamy równaniem ogólnym płaszczyzny

Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka Wnioskowanie statystyczne. Estymacja i estymatory. Dr Anna ADRIAN Paw B5, pok407

ma rozkład złożony Poissona z oczekiwaną liczbą szkód równą λ i rozkładem wartości pojedynczej szkody takim, że Pr( Y

Planowanie doświadczeń - DPLD LMO Materiały pomocnicze

Równanie Modowe Światłowodu Planarnego

Metrologia: miary dokładności. dr inż. Paweł Zalewski Akademia Morska w Szczecinie

Statystyka Inżynierska

Nr zadania Σ Punkty:

PRZEDZIAŁY UFNOŚCI. Niech θ - nieznany parametr rozkładu cechy X. Niech α będzie liczbą z przedziału (0, 1).

są niezależnymi zmiennymi losowymi o jednakowym rozkładzie Poissona z wartością oczekiwaną λ równą 10. Obliczyć v = var( X

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

Estymatory nieobciążone o minimalnej wariancji

ROZPORZ DZENIE MINISTRA GOSPODARKI 1) z dnia

PROGNOZOWANIE. Ćwiczenia 3. tel.: (061)

PODSTAWY AUTOMATYKI 7. Typowe obiekty i regulatory

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

Matematyka ubezpieczeń majątkowych r.

1 Twierdzenia o granicznym przejściu pod znakiem całki

ESTYMACJA KRZYWEJ DOCHODOWOŚCI STÓP PROCENTOWYCH DLA POLSKI

Statystyka matematyczna. Wykład II. Estymacja punktowa

Prawdopodobieństwo i statystyka r.

Czas trwania obligacji (duration)

KOOF Szczecin:

2. Próbkowanie równomierne

[ ] [ ] [ ] [ ] 1. Sygnały i systemy dyskretne (LTI, SLS) y[n] x[n] 1.1. Systemy LTI. liniowy system dyskretny

40:5. 40:5 = υ5 5p 40, 40:5 = p 40.

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

Obligacja i jej cena wewnętrzna

Teoria sterowania 1 Temat ćwiczenia nr 7a: Synteza parametryczna układów regulacji.

Wokół testu Studenta 1. Wprowadzenie Rozkłady prawdopodobieństwa występujące w testowaniu hipotez dotyczących rozkładów normalnych

Dolne oszacowania wartości rekordowych

W wielu przypadkach zadanie teorii sprężystości daje się zredukować do dwóch

Politechnika Częstochowska Wydział Inżynierii Mechanicznej i Informatyki. Sprawozdanie #2 z przedmiotu: Prognozowanie w systemach multimedialnych

Statystyka Matematyczna Anna Janicka

Dyskretny proces Markowa

TRANZYSTORY POLOWE JFET I MOSFET

Aleksander Jakimowicz. Dynamika nieliniowa a rozumienie współczesnych idei ekonomicznych

Estymacja przedziałowa - przedziały ufności

PRÓBKOWANIE RÓWNOMIERNE

Twierdzenie Cayleya-Hamiltona

Zatem przyszła wartość kapitału po 1 okresie kapitalizacji wynosi

WERSJA TESTU A. Komisja Egzaminacyjna dla Aktuariuszy. LX Egzamin dla Aktuariuszy z 28 maja 2012 r. Część I. Matematyka finansowa

AM1.1 zadania 8 Przypomn. e kilka dosyć ważnych granic, które już pojawiły się na zajeciach. 1. lim. = 0, lim. = 0 dla każdego a R, lim (

Oddziaływanie procesu informacji na dynamikę cen akcji. Małgorzata Doman Akademia Ekonomiczna w Poznaniu

M. Przybycień Rachunek prawdopodobieństwa i statystyka Wykład 7-2

Podprzestrzenie macierzowe

ZAGADNIENIE ESTYMACJI. ESTYMACJA PUNKTOWA I PRZEDZIAŁOWA

OCENA POPYTU POPYT POJĘCIA WSTĘPNE. Definicja: Popyt to ilość dobra, jaką nabywcy gotowi są zakupić przy różnych poziomach ceny.

specyfikacji i estymacji modelu regresji progowej (ang. threshold regression).

N ( µ, σ ). Wyznacz estymatory parametrów µ i. Y które są niezależnymi zmiennymi losowymi.

Ekonometryczne modele nieliniowe

Zadanie 1. Rzucamy symetryczną monetą tak długo, aż w dwóch kolejnych rzutach pojawią się,,reszki. Oblicz wartość oczekiwaną liczby wykonanych rzutów.

TWIERDZENIE FRISCHA-WAUGHA-STONE A A PYTANIE RUTKAUSKASA

licencjat Pytania teoretyczne:

3. Optymalizacja portfela inwestycyjnego Model Markowitza Model jednowskaźnikowy Sharpe a Model wyceny aktywów kapitałowych CAPM

Układ regulacji ze sprzężeniem od stanu

Statystyka od podstaw z systemem SAS Dr hab. E. Frątczak, ZAHZiAW, ISiD, KAE. Część VII. Analiza szeregu czasowego

Ćwiczenia rachunkowe TEST ZGODNOŚCI χ 2 PEARSONA ROZKŁAD GAUSSA

Metody probabilistyczne Rozwiązania zadań

21. CAŁKA KRZYWOLINIOWA NIESKIEROWANA. x = x(t), y = y(t), a < t < b,

f '. Funkcja h jest ciągła. Załóżmy, że ciąg (z n ) n 0, z n+1 = h(z n ) jest dobrze określony, tzn. n 0 f ' ( z n

W loterii bierze udział 10 osób. Regulamin loterii faworyzuje te osoby, które w eliminacjach osiągnęły lepsze wyniki:

Ćwiczenia nr 5. TEMATYKA: Regresja liniowa dla prostej i płaszczyzny

Rozkład normalny (Gaussa)

Spis treści Wstęp Estymacja Testowanie. Efekty losowe. Bogumiła Koprowska, Elżbieta Kukla

SZACOWANIE MODELU RYNKOWEGO CYKLU ŻYCIA PRODUKTU

Korelacja i regresja. Dr Joanna Banaś Zakład Badań Systemowych Instytut Sztucznej Inteligencji i Metod Matematycznych. Wykład 12

1. Element nienaprawialny, badania niezawodności. Model matematyczny elementu - dodatnia zmienna losowa T, określająca czas życia elementu

Portfel złożony z wielu papierów wartościowych

Rozkład normalny (Gaussa)

Natalia Neherbecka. 11 czerwca 2010





Transkrypt:

Kallacja rezerw z oymalym ważeiem iformacji o szodac wyłacoyc oraz szodac złoszoyc i iewyłacoyc ior Krzemińsi Credi Aricole Ubezieczeia a Życie Wojciec Oo Uiwersye Warszawsi Refera rzyooway a Oóloolsą Koferecję Naową Zaadieia aariale eoria i raya Warszawa 5-7 czerwca

Wrowadzeie rezeacja doyczy meody allacji rezerw oarej a rówoczesym wyorzysai dwóc rojąów dayc : rójąa szód wyłacoyc i rójąa szód jawioyc oraz doojącej oymaleo wyważeia oareo a eorii zafaia dwóc źródeł iformacji: o daej oorcie szód Cai Ladder i iyc oorac Boreer-Ferso. Tema był rezeoway a orzedic oferecjac rzez iora Krzemińsieo oraz Karolię Naierałę wsółaor W. Oo. Tym razem wyii są dojrzalsze o yle że formłjemy exlicie arę lczowyc założeń óre ozwalają w oerey sosób: owiązać rówaie redycji całej rezerwy z rówaiami redycji ro o ro zarojeować rayczą meodę esymacji aramerów rówań redycyjyc rzy oazji dało się aże wyjaśić rolę jaą w zaadiei ełą błędy oełiae rzez liwidaorów szacjącyc warość szód złoszoyc i iewyłacoyc w szczeólości zaś osewecje obciążeia i wariacji owyc oszacowań.

Fa: dwa obserwowae rozłady wiąże rzeci ryy Trójąy dayc zawierają iformacje o rozładac czas oczeiwaia: dae o szodac jawioyc zawierają iformację o rozładzie czas jai ływa od zajścia szody do jej złoszeia zaś dae o wyłaac zawierają iformację o rozładzie czas jai ływa od zajścia szody do jej liwidacji. Aracyje wyii orzymaliśmy rzyjmjąc ewe raszczające założeie o rzecim rozładzie: czas ływająceo omiędzy złoszeiem szody a jej liwidacją. rzyjęliśmy miaowicie iż dla daej oory szód: rozład dalszeo czas oczeiwaia a liwidację szód óre ależą do zbior szód złoszoyc i iezliwidowayc ie zależy od eo ja dawo em były złoszoe Założeie o zajdje się dzieś ośrod omiędzy dwiema srajymi aleraywami: zasadą Firs Firs O oraz: zasadą Las i Firs O. 3

odsawowe ozaczeia X - warość szód zaszłyc w ro wyłacoyc w ro CX X... X - smlowaa war. szód z ro wyłacoyc o laac rozwoj CR - rezerwa wyzaczoa meodą idywidalą a szody złoszoe a oiec E - słada zarobioa w ro Wielości obserwowae: CX X CR dla aic że: 3... oraz E dla 3.... Wielości waże ale z założeia iezae: aid j CR - część CR doycząca szód wyłacoyc w ro j dla j > re X - część X doycząca szód złoszoyc rzed ońcem ro dla j > j j aid j Uwaa: obie wielości doyczą yc samyc szód ale CR oiera się a oceac liwidaorów re zaś X a woac rzeczywiście wyłacoyc. j 4

Założeia model saysyczeo lasycze i ielasycze A Laom zajścia szód rzyisay jes cią i.i.d. aramerów ryzya Θ : ULR Σ W ULR ULR Ε X Θ E ULR Ε var ULR U Σ Σ Θ...Θ aic że: Ε W W A oraz Ε. Ε CR Θ E ULR dzie: &....... A3 cov X X s j Θ Θs E Σ { s j } aid j re A4 Ε CR Θ B Ε X Θ dzie: B j A5 aid j j j Ε CR Θ j> E ULR j j A6 cov CR X s j Θ Θs { s j> } E Σ max{ j} A7 cov CR CRs j Θ Θs mi{ j} s E B Σ W mi { j} 5

soa założeń o błędac oce dooywayc rzez liwidaorów Założeia A4 A7 oisją m.i. mecaizm związay z rzewidywaiem warości szód złoszoyc rzez liwidaorów. Doszczają oe: sysemaycze obciążeie ic oce o ile B oraz wariację o ile W >. Wariacja całowiej rzeczywisej warości szód z ro od wariem Θ wyosi E Σ. Jeśli jeda warość szód salimy a odsawie ocząowyc oce liwidaorów wariacja warowa wyiesie E B W Σ. W aszyc obserwacjac wi jeda ylo część ej wariacji jao że a żadym eaie rozwoj ie zdarza się aby wszysie szody były jż złoszoe a żada z ic ie była jeszcze wyłacoa. Należy zaważyć że obciążeie jes jż wzlędioe w wysoości aramer i o dlaeo aramer obciążeia B ie ojawia się w założei A6 zaś w założei A7 ojawia się ylo w ierwszej oędze. soym roszczeiem jes założeie że ocey szód złoszoyc dooywae rzez liwidaorów a oiec ro złoszeia ie są rewidowae aż do mome liwidacji. Oczywiście błędy oce liwidaorów dla szód złaszayc i liwidowayc w cią eo sameo ro ie mają wływ a obserwowae rzez as zmiee. 6

soa założeń o czasie ływającym od złoszeia do liwidacji szód Założeia A4 A7 oisją aże roces rasformacji aływającyc złoszeń w szody wyłacoe. c ses olea a rzyjęci że: rozład dalszeo czas oczeiwaia a liwidację dla wszysic szód złoszoyc rzed ońcem ro jes ai sam bez wzlęd a o ja dawo daa szoda zosała złoszoa i day jes wsółczyiami:... Jes o w isocie założeie o losowym orząd w jaim szody są liwidowae. Mieści się oo dzieś omiędzy dwiema srajościami: rełą Firs Firs O oraz: rełą Las Firs O. W rzyad ewyc r bezieczeń rawdziwsze byłoby ewie jaieś założeie mieszczące się omiędzy rełą losoweo orząd i rełą FFO. Rzecz w ym że ylo rzy założei o losowym orząd dało się am orzymać eleacie wyii. 7

soa meody Meoda olea a zasosowai owiązayc ze sobą modeli liiowyc. redycji osaeczej warości szód a więc i rezerwy słży model ierwszy: CX CR CX a E ULR b c Zaś esymacji aramerów a odsawie rójąów dayc słży model dri dwrówaiowy: CX CR CX α E URL β γ CX CR CX CR α E URL β γ rzy rzyjęyc założeiac oymale warości wsółczyiów a b c α β γ oraz α β γ oazją się być fcjami yc samyc aramerów: ULR... dzie rzyjęo sróowe ozaczeia: : B w w : W / Σ : U / Σ 8

Wyii dla rówaia redycji Oymale wsółczyii: * a * b * c. Wariacja błędów redycji: { } * * * var MSE E c b a Σ 9 dzie dodaowe ozaczeie o: :.

Oymale wsółczyii rówań esymacyjyc { } * α { } * β * γ * α [ ] { } * β [ ] { } * γ dzie dodaowe ozaczeie o:. /

Kowariacje błędów rówań esymacyjyc [ ] var E Σ [ ] { Σ var E [ ] [ ]} cov [ ] [ ] E Σ dzie dodaowe ozaczeie o: :.

rocedra esymacji Miimalizacja ze wzlęd a rzy zadaym fcji: [ ] Ω ] [ var SS f e e e e e dzie: { } f mi jes macierzą owariacji błędów redycji wyzaczoą w cie Ω var cov cov var : oraz ozaczają błędy redycji jao fcje aramerów: e e ULR... rocedra RNLS eraively Re-weied Noliear Leas Sares zwraca wyii olejyc ieracji: ar miss : co oyje się do mome sełieia ryerim zbieżości.