Горяйнов / Temnov_cernovik
.pdfДля договоров второй группы
так что премия есть
а относительная страховая надбавка
Как можно заметить, изменение принципа назначения индивидуальных премий приводит к уменьшению относительной страховой надбавки для договоров первой группы:
Соответственно происходит увеличение относительной страховой надбавки для договоров второй группы
Это связано с тем, что коэффициент рассеяния суммарного иска есть
в то время как для договоров первой (второй) группы он равен |
|||
(соответственно, равен |
=1.5). Коэффициент вариации величины |
||
индивидуального иска для договоров первой группы |
есть |
|
|
, а для второй группы |
Средний |
коэффициент |
|
вариации, усредненный по всему портфелю с весами |
есть |
Итак, хотя дисперсия величины индивидуального иска для договоров второй группы меньше, чем для договоров первой группы, флуктуации индивидуальных исков для договоров второй группы (измеренные как коэффициентом рассеяния, так и коэффициентом вариации) превышают средние флуктуации по всему портфелю. Поэтому было бы оправданно принять один из принципов (1.7) или (1.11) в качестве основы для назначения индивидуальных премий.
12
2. Принципы назначения страховой надбавки
на основании вероятности разорения.
2.1. Описание динамической модели разорения.
Динамическая модель отличается от статической тем, что в ней события разворачиваются во времени. Простейшая модель такого рода включает в себя два процесса: процесс поступления премий и процесс страховых выплат. Премии поступают гораздо чаще, чем предъявляются иски, и при этом величина премии намного меньше величины иска. Поэтому,
если в качестве основного рассматривать процесс исков, то в масштабах этого процесса поступление премий можно взять за непрерывный
детерминированный процесс.
В таком случае поступление премий характеризуется одним
параметром – скоростью |
поступления средств, |
обозначаемую как . Это |
|
означает, что если в некоторый момент времени |
компания имела резервный |
||
фонд |
, и до момента |
иски не предъявлялись, то резервы компании в |
|
момент |
будут равны |
|
|
В качестве модели процесса поступления исков выберем пуассоновский процесс. Основные свойства такого процесса:
1.Стационарность: для любой группы из конечного числа
непересекающихся промежутков времени вероятность появления
определенного числа страховых исков на протяжении каждого из них зависит только от этих чисел и от длительности промежутков времени и не изменяется от сдвига всех отрезков времени на одну и ту же величину.
2. Ординарность выражает собой свойство практической
невозможности появления двух или более исков за малый промежуток времени
3. |
Отсутствие последствия: |
вероятность поступления исков в |
течение промежутка времени |
не зависит от того, сколько раз и как |
|
|
|
13 |
поступали иски раньше, т.е. величины, выражающие число исков,
поступивших за непересекающиеся промежутки времени, независимы.
Динамическая |
модель |
разорения |
основана |
на |
следующих |
|
предположениях: |
|
|
|
|
|
|
1. Моменты |
предъявления исков образуют пуассоновский процесс |
|||||
интенсивности . |
|
|
|
|
|
|
2. Поступающие |
иски независимы, не зависят от моментов |
|
и |
|||
одинаково распределены с функцией распределения |
и со средним . |
|||||
3. Премии поступают непрерывно со скоростью |
|
|
|
|||
Величины |
последовательных исков |
|
будем |
считать |
независимыми и одинаково распределенными величинами, которые не
зависят от процесса поступления исков |
. Обозначим через |
функцию |
распределения, среднее |
значение и дисперсию предъявленного иска соответственно.
Теперь изменение резервов компании можно описать следующим
образом. В момент |
|
компания имеет некоторый начальный капитал |
||
К моменту |
|
предъявления первого иска капитал вырастет до |
||
величины |
. К моменту |
предъявления второго иска резервы |
||
увеличатся на сумму |
|
|
и составят |
|
В момент |
предъявляется иск величиной |
и резервы |
уменьшатся до величины Этот процесс может продолжаться бесконечно долго, если только в
момент предъявления некоторого иска средств компании не хватит, чтобы оплатить иск. В этом случае компания разоряется. Итак, компания не разорится, если
Если же
14
но |
|
|
|
то в момент |
предъявления n-го иска компания разорится. |
|
|
Основной характеристикой этой модели является вероятность |
|
||
разорения |
зависящую от начального капитала. |
|
|
Введем случайную величину |
как номер иска, который привел к |
||
разорению. Если компания никогда не разорится, то положим |
. |
||
Вероятность разорения тогда |
а вероятность неразорения |
Будем полагать, что
Это условие означает, что за единицу времени предъявляется в среднем исков, что приводит к выплате в виде страховых пособий в среднем суммы
. С другой стороны, за это же время компания получит в виде премий сумму
где – относительная страховая надбавка.
2.2. Характеристический коэффициент.
Основополагающую роль в анализе вероятности разорения играет
так называемый характеристический коэффициент (или коэффициент
Лундберга). Определяется как положительное решение характеристического уравнения относительно :
где а относительная защитная надбавка определяется формулой
(2.1.4), поэтому (2.2.1) можно переписать в виде:
15
|
Рассмотрим вопрос о существовании и способах вычисления |
|||||
характеристического |
коэффициента. |
|
Отметим, |
что |
э |
|
е |
аз ан е Ла |
а а е ч н |
ка |
чке |
|
|
Поэтому функция |
определена для |
||
|
|
|
|
Мы будем рассматривать только такие распределения величины иска,
для которых функция определена при некотором (условие Крамера). Поскольку
то
По |
этой |
причине |
часто называют |
производящей функцией |
моментов |
(хотя |
является |
производящей |
функцией нормированных |
моментов и только в случае, если эти моменты действительно существуют).
Поскольку при |
верно |
неравенство |
то |
из |
|
конечности |
следует конечность |
. Поэтому область определения |
|||
функции |
всегда является связным промежутком вида |
или |
|||
, где абсцисса сходимости (которая положительна в силу условия |
|||||
Крамера) может быть равна |
. |
|
|
|
|
Пусть, |
например, |
|
экспоненциальная плотность |
с |
|
параметром β. Тогда преобразование Лапласа определено для |
|
и |
|||
дается формулой |
Соответственно, производящая функция |
||||
моментов |
определена для |
и равна |
|
|
|
|
|
|
|
|
16 |
Пусть теперь величина иска ограничена. Тогда
при всех
Если область определения производящей функции моментов –
открытый промежуток |
то |
|
(в противном случае, |
в силу теоремы Леви, |
). При этом, если |
, то поскольку |
|
, |
функция |
возрастает быстрее, чем любая |
|
линейная функция. |
|
|
|
Если область определения производящей функции моментов –
замкнутый |
справа |
промежуток |
, то |
в |
силу теоремы |
Лебега |
|||
Поскольку |
|
|
|
|
|
|
то |
||
функция |
|
всегда монотонно возрастает и выпукла вниз. |
Кроме того |
||||||
|
|
|
|
|
|
Поэтому график функции |
|||
выходит |
из |
точки |
|
под углом, меньшим, чем прямая |
|||||
Если |
область |
определения |
функции |
– |
открытый |
промежуток |
|||
то из описанного выше характера поведения функции |
ясно, |
||||||||
что графики |
функций |
и |
|
при |
обязательно |
пересекутся и при том только в одной точке: это и будет характеристический коэффициент.
Если |
область определения |
функции |
– замкнутый справа |
промежуток |
то ясно, |
что характеристический коэффициент |
существует тогда и только тогда, когда В качестве примера определим характеристический коэффициент, если
распределение величин исков является экспоненциальным с параметром
Для экспоненциального распределения производящая функция моментов есть
17
Поэтому характеристическое уравнение (2.2.1) выглядит следующим образом:
т.е. |
|
Оно имеет тривиальный корень |
и единственный положительный |
корень |
|
который по определению и является характеристическим коэффициентом .
2.3. Неравенство Лундберга.
|
Вероятность разорения |
можно получить как предел |
при |
вероятностей |
того, что компания разорится не |
позже, чем после предъявления |
первых исков. Дополнительная вероятность |
|
|
является вероятностью того, что первые исков не |
приведут к разорению. В силу (2.1.2)
По формуле полной вероятности
где
При условии, что |
событие |
– |
достоверно. Поэтому в пересечении в правой части формулы |
(2.3.3) его |
|
можно не учитывать. Кроме того, при |
событие |
|
|
|
18 |
можно |
переписать в виде |
где |
Поскольку |
случайные величины |
– независимы в совокупности, получаем: |
Далее, |
случайные |
величины |
одинаково распределены. |
|
Поэтому |
последовательность |
совпадает |
по |
|
распределению с последовательностью |
. По той же причине |
|||
последовательность |
. Следовательно, |
|
|
Сопоставляя эту вероятность с правой частью формулы (2.3.1), видно, что она равна Теперь уравнение (2.3.2)
примет вид:
Это уравнение можно записать и в форме
(2.3.5)
Проведенное доказательство уравнения (2.3.4) базируется на очень
простой идее: если в момент |
предъявления первого иска компания не |
разорится т.е. если |
, то она по существу начинает |
функционировать заново, но с измененной величиной начального резерва,
равной Используя формулу (2.3.5), докажем по индукции, что
где – характеристический коэффициент.
19
Действительно, и поэтому для неравенство (2.3.6)
верно тривиально.
Предположим теперь, что неравенство (2.3.6) истинно для значения Тогда с помощью уравнения (2.3.5) имеем:
Поскольку в интеграле |
переменная |
, верно |
неравенство: |
|
|
Теперь мы можем продолжить оценивание
На заключительном шаге наших преобразований используется тот
факт, что удовлетворяет уравнению (2.2.1).
Переходя к пределу при в неравенстве (2.3.6), получим оценку
Лундберга для вероятности разорения:
Более тонкий математический анализ показывает, что при
20
Этот результат известен как теорема Крамера-Лунберга.
Имея в виду неравенство (2.3.7) и асимптотику Крамера-Лундберга
(2.3.8), можно сказать, что вероятность разорения мала, если
характеристический |
коэффициент |
большой. |
Иными словами, |
|
характеристический |
коэффициент |
, который включает в себя основные |
||
параметры модели |
(интенсивность |
поступления |
исков |
, распределение |
величин исков |
скорость поступления премий |
), является интегральной |
характеристикой финансовой безопасности компании.
2.4 Точный расчет вероятности разорения.
Отправной точкой рассуждений будет уравнение для вероятности разорения которое можно получить переходом к пределу при в уравнении (2.3.5)
Также это уравнение можно получить повторением аргументов,
которые привели к уравнению (2.3.5) (нужно заменить и |
на ). |
Вводя новую переменную интегрирования |
, мы преобразуем |
уравнение (2.4.1) к виду: |
|
Дифференцируя по , имеем:
21