Горяйнов / Temnov_cernovik
.pdfОбращая внимание на наличие свертки, для решения этого уравнения введем преобразования Лапласа
В силу неравенства Лундберга функция |
определена по меньшей |
мере для |
|
Поскольку |
|
22
уравнение (2.4.2) для преобразований Лапласа примет вид
Отсюда можно определить преобразование Лапласа вероятности разорения:
При |
знаменатель дроби в правой части (2.4.3) равен нулю, в то |
|
время как |
. Поэтому числитель этой дроби должен при |
|
равняться нулю, что вместе с равенством |
дает |
И позволяет переписать (2.4.3) в виде
Эта формула дает явное выражение для вероятности разорения в терминах преобразования Лапласа. Для конкретного распределения
величины иска можно в явном виде определить и, значит,
Полученное явное выражение можно обратить (аналитически или численно)
и получить в явном виде зависимость |
от величины начальных резервов |
|||||
Рассмотрим пример. |
|
|
|
|
|
|
Предположим, что интенсивность поступления исков |
, скорость |
|||||
поступления премий |
а поступающий иск с вероятностью |
|
имеет |
|||
экспоненциальное распределение со средним |
, |
а с вероятностью |
– |
|||
экспоненциальное распределение со средним |
. |
Определите зависимость |
||||
вероятности разорения |
от величины начальных резервов |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
23 |
Решение. Отметим, |
что безусловная плотность |
величины иска |
||
является смесью с весами |
и |
экспоненциальных плотностей |
и |
Соответственно преобразование Лапласа |
величины иска является |
||
смесью с весами |
и |
преобразований |
Лапласа экспоненциальных |
распределений со средними |
и |
|
Аналогичная формула верна и для безусловного среднего значения:
Поэтому относительная защитная надбавка
Подставляя эти явные выражения в общее уравнение (2.4.4) и
производя упрощения получим
Для обращения преобразования Лапласа удобно разложить правую часть этого равенства в сумму простейших дробей:
Поскольку дробь вида |
является преобразованием Лапласа |
экспоненциальной плотности |
отсюда обращением преобразований |
Лапласа мы получим окончательный результат:
24
Сопоставим теперь эту точную формулу для вероятности разорения с неравенством Лундберга. Прежде всего подсчитаем характеристический
коэффициент. |
|
|
|
Преобразование Лапласа величины иска |
определено для |
и |
|
дается формулой (2.4.6). Поэтому производящая функция моментов |
|
||
определена для |
и задается формулой |
|
|
Особо подчеркнем, что хотя правая часть этого равенства определена при всех , она дает только для
Поэтому уравнение (2.2.1) для характеристического коэффициента
есть:
и после упрощений получим |
|
|
|
|
|
||||||
Это уравнение имеет три корня: |
Однако |
||||||||||
поскольку равенство (2.4.8) рассматривается только для |
уравнение |
||||||||||
имеет единственный положительный |
|
корень |
это и будет |
||||||||
характеристический коэффициент. |
|
|
|
|
|
||||||
Теперь неравенство Лундберга имеет вид: |
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Поэтому относительная погрешность имеет вид: |
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
Поскольку величина |
|
мала, эта погрешность равна |
|
||||||||
Если использовать эти формулы для вероятности разорения для того, |
|||||||||||
чтобы определить величину резервов , |
гарантирующую малую вероятность |
||||||||||
разорения , то погрешность будет меньше. |
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
25 |
Например, для |
точная формула дает |
в то время как |
|
оценка Лундберга дает |
так что относительная погрешность равна |
||
примерно |
. |
|
|
26
3. Анализ величины страховой премии с
использованием функции полезности.
3.1 Функция полезности
До этого мы проводили расчеты на основе интересов страховой
компании. Однако страхователь не всегда готов платить указанную в договоре страхования цену.
В упрощенном понятии полезности все побуждения инвестора полностью описываются одной числовой величиной – доходом, и чем больше доход, тем больше полезность от обладания им. Таким образом,
полезность рассматривается как неубывающая функция с единственной
переменной – доходом . Примем Теоретически могут существовать три типа возрастания функции
с затухающими, неизменными и нарастающими приростами полезности u
при движении аргумента по оси дохода с одинаковым шагом r. Этим возможностям отвечают варианты графиков, изображенных на рис. 1.
Рис. 1. Три типа возрастания полезности.
При сравнении кривых просматривается разница между а), б) и в) в
смысле оценок превышения полезности от выигрыша некоторой суммы (ВА)
по сравнению с потерей той же суммы (ВО = ВА).
Так, для а) — при одинаковых выигрышах и потерях последние воспринимаются более ощутимо (GD < ВС), в случае в) — более ощутимы
27
выигрыши (GD > ВС), а у б) — оценки одинаковых приобретений и потерь равнозначны (GD = ВС).
Отсюда понятно, что экономическое поведение по типу (а), при котором человек больше боится потерять, чем желает приобрести, будет отличаться от типов (б) и (в) в пользу осторожных решений и умеренных действий. Этого почти достаточно, чтобы классифицировать кривую (а) как полезность для не склонных к риску инвесторов.
Применим рис. 1 к поведению инвесторов, выбирающих между рисковым и безрисковым вложениями. Итак, пусть (а), (б), (в) — три вкладчика и каждый из них руководствуется своей кривой полезности,
изображенной на рис. 1. Им предлагается на выбор поместить свои средства в безрисковую операцию с доходом ОВ или принять на себя риск вложения с равновероятными исходами: получить доход ОА или не получить ничего (т.е. 0). Заметим, что согласно условию ожидаемый доход альтернативы,
связанной с риском, тот же, что и для стабильного варианта:
Всоответствии с общей теорией будем считать, что каждый может сравнивать не только события, но и комбинации событий с данными вероятностями.
Внашем случае — события А и О имеют соответственно вероятности
.
То же самое предполагается для связанных с этими событиями полезностей, то есть количественно определенная (выраженная числом)
полезность понимается как объект, для которого подсчет математического
ожидания является законным.
Каждый из инвесторов сравнивает полезность (ВС) стабильного дохода
(ОВ) с математическим ожиданием полезности (т.е. ) как
функции случайного дохода и выбирает ту альтернативу, у которой значение
сравниваемого показателя больше ( |
). |
|
28 |
Проверяя это условие для каждой кривой на рис. 1, можно утверждать, что инвестор (а) остановится на безрисковом варианте
(ВС>BF), для вкладчика (б) обе альтернативы: без риска или с ним — равнозначны (ВС = BF) и ему все равно, какой из них воспользоваться.
Инвестор (в) предпочтет связанные с риском вложения с определенной ожидаемой прибылью стабильному получению этой ожидаемой суммы
(ВС < BF).
Таким образом, каждый вид кривой полезности (а, б, в) дает один из возможных вариантов модели отношения человека к риску: не расположенный к риску (а); безразличный (нейтральный) (б);
расположенный (склонный) к риску, у которого "полезность азарта"
вытесняет полезность дохода (в).
Реальный опыт, основанный, в частности, на многочисленных специальных экспериментах, убеждает, что большинство субъектов экономики (индивидуумы, фирмы, инвесторы и т. п.) в своих действиях и решениях склонны к стабильности.
В пользу такого вывода говорит, например, более высокий уровень ожидаемой эффективности рисковых вложений по сравнению с безрисковыми. При игнорирования риска вложения потекли бы к более эффективным, но менее надежным активам. В результате возросшего спроса на рисковые инвестиции их ожидаемые доходности поползли бы вниз до уровня эффективности безрисковых вложений.
На рис. 1. (а) изображена функция уклонения от риска, рис. 1 (б) –
нейтральная относительно риска функция и рис. 1 (в) – функция стремления
криску.
3.2Тарифная политика с учетом функции полезности.
Следующая модель, правда, в ситуации одного клиента, была впервые
рассмотрена Барруа в 1851г.
29
Пусть страховая фирма обладает резервным (начальным) капиталом W,
а ее функция полезности равна |
. Пусть фирма имеет дело с N |
|
клиентами и |
— случайная величина |
возможного ущерба i-ro клиента |
(скажем, стоимость возможного ремонта дома после стихийного бедствия).
Предположим, что клиенты однородны в том смысле, что для всех них
функция полезности |
одна и та же, начальный капитал |
одинаков, а |
величины одинаково распределены. |
|
|
Пусть |
есть суммарное случайное требование на |
|
возмещение ущерба, a |
- цена одного страхового полиса. Тогда |
есть |
суммарный страховой взнос.
Ориентируясь на ожидаемую полезность, страховая фирма согласится страховать клиентов, если
Клиент пойдет на страхование только в том случае, если
Пусть |
наименьшее из |
для |
которых верно |
(3.2.1), а |
- |
наибольшее из , для которых справедливо (3.2.2). Тогда если |
то |
||||
страхование невозможно. Если же |
|
то страхование возможно, |
и |
||
возникает проблема выбора из отрезка |
|
|
|
||
При наличии одной страховой фирмы выбранное |
, видимо будет |
||||
близко к |
|
|
|
|
|
Если же существует несколько конкурирующих страховых фирм, а
также при наличии государственного контроля над страхованием, выбранное
будет близко к |
Возможны и промежуточные решения. |
|
Опишем несколько иной подход. Пусть |
Тогда |
ожидаемая полезность есть вероятность неразорения. Допустим, что страховая компания «подотчетна» страхователям, т.е. единственная цель компании - осуществлять перераспределение риска. В этом случае, видимо,
30
следует задаться неким уровнем надежности α из (0, 1) (близким к единице).
Т.е. взносы , для которых , будут приемлемы для
страховой компании. Минимальное из таких (обозначим его đ) и будет окончательным страховым взносом. Страхование возможно, если
С формальной точки зрения такого рода рассуждения безупречны. Тем не менее, достаточно трудно формализовать предпочтения страховщика и совсем уж нелегко, если не невозможно, определить функций полезностей
страхователей.
Пусть — величина страхового взноса, а — случайная величина
возможного ущерба, имеющая функцию распределения Рассмотрим принцип ненулевой полезности.
Пусть |
- функция полезности страховой компании с обычными |
свойствами: |
|
Пусть |
Напомним, что для вогнутых функций справедливо |
неравенство Йенсена: |
|
Если |
есть начальный капитал компании, страховой взнос |
определяется как решение уравнения
т. е. страховой взнос выбирается так, чтобы средняя полезность до и после страхования была одна и та же, если страховщик примет меньшую сумму, то среднее значение его функции полезности окажется меньше полезности его капитала W. Из неравенства Йенсена следует, что
откуда следует, что |
т.к. |
возрастающая функция. |
|
Тогда есть решение уравнения |
|
|
|
Из неравенства Йенсена следует, что |
откуда |
||
вытекает, что |
. Таким образом, если у клиента функция полезности |
||
|
|
|
31 |