多发风险模型的负盈余持续时间分布的计算

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29卷 第

3期

2008年

9月内蒙古农业大学学报

JournalofInnerMongoliaAgriculturalUniversityVol.29 

No.3

Sep.2008

多发风险模型的负盈余持续时间分布的计算3

陈向华, 薛 英, 白晓东

(包头师范学院数学科学学院

,包头 

014030)

摘要

: 本文对多发风险模型的负盈余持续时间进行了计算

,从数值上对古典风险模型与多发风险模型的负盈余持

续时间进行了比较

,进一步说明了二者的不同之处。

关键词

: 破产概率

; 负盈余持续时间

中图分类号

: 

F224 文献标识码

: 

A 文章编号

:1009-3575(

2008)

03-0177-06

CALCULATIONOFDISTRIBUTIONOFDURATONOFNEGATIVE

SURPLUSOFMULTIPLEOCCURRENCESRISKMODEL

CHENXiang-hua, XUEYing, BAIXiao-dong

(Departmentofmathematics,Baotouteacher’scollege)

Abstract: 

Inthispaper,wecalculatedurationofnegativesurplusofmultipleoccurrencesriskmodel,andmakeacomparisonbe2

tweendurationofnegativesurplusofclassicalriskmodelandmultipleoccurrencesriskmodelbynumericalvalue.Thatfurthershow

differenceofthem.

Keywords: 

Ruinprobability; 

durationofnegativesurplus

引言

在文献

[1

]中讨论了古典风险模型与多发风险模型在

N

R(

t)具有参数λ

R的齐次Poisson过程时的差别

(这里用

N

R(

t)表示1个多发点过程

R(

t)点的发生)。为了进一步说明它们的区别

,本文将计算

N

R(

t)具有

参数λ

R的齐次Poisson过程时

,多发风险模型

U(t)=u+ct-ΣN

R(t)

k=1X

k,t≥0

(3

)

的负盈余持续时间分布

,并与古典风险模型

U

1(

t)

=u+ct-ΣN

R(t)

k=1Z

k,t≥0(

33)

的相应结果进行比较

.在进行具体计算之前

,现在先来看一下有关古典风险模型的负盈余持续时间分布的一

些已知结论[6]

令ψ

1(

u)==

P[T

1<∞│

U

1(0)=

u]为模型(

33)初值为

u的最终破产概率

,T

1为破产时间

,则φ

1

(u)=1-ψ

1(u)为生存概率。令

G

1(

u,y)

=P[T

1<∞

,U

1(

T

1)

>-y│

U

1(0)

=u]

表示公司从初始资产

u破产且破产时公司的亏空

Y

1小于

y的概率

,记

H

1(u,y)=G

1(

u,y)

ψ

(

u),表示在破产

3

收稿日期 

56

作者简介 陈向华(

5)

,女

,副教授

,主要从事经济风险计算的研究1

:2008-0-2

:194-.条件下

Y

1的分布函数

,T

li,i=1

,2

,…

,N,为公司第

i次达到负盈余的持续时间

,其中

N

1为公司发生负盈余

的总次数

,由不破产原则知

N

1<∞

,TT

1=

T~

11+

T~

12+…+

T~

1N

1为公司负盈任持续的总时间。于是有

E[T~

11│

u]=E[Y

1│

u]

c<

1(0)

E[T~

2

11│

u]=λ

EZ2

1E[Y

1│

u]

(

c<

1(0))

3+E[Y2

1│

u]

(

c

1(0))2

E[TT~

1│

u=0

]=λ

EZ2

1

2(

c<

1(0))

2

E[TT~

2

1│

u=0

]=ψ

1(0

)

c2

<3

1(0)〔ψ

1(0

)(EZ2

1)2

<

1(0)

E2

Z

1+EZ3

1

3

EZ

1〕

E[N

1│

u]=ψ

1(u)

<

1(0),V[N

1│

u]=ψ

1(u)(<

1(u)+ψ

1(0

))

<2

1(0

)

E[TT

1│

u]=ψ

1(

u)(

E[T~

11│

u]+

E[TT

1│

u=0

]

E[TT2

1│

u]=ψ

1(

u)(

E[T~

2

11│

u]+2E[T2

11│

u]E[TT

1│

u=0]+E[TT2

1│

u=0])

1 负盈余持续时间分布的计算

根据上面的已知结果

,我们考虑如下问题

:

若个体索赔额

Z

1服从参数为β>0的指数分布

,即

p

Z(Z)=β

e-β

Z

,N

R(t)是具有参数λ

R的齐次Poisson

过程

,R(

t)的点的重数

M

i服从两点分布1 2

p 

q,p+

q=1。且设

ρ

=c-λ

R(

p+2

q)

λ

R(

p+2

q)

/

β>0

对模型(

3)我们定义相应的符号如下

(

u)=

P[T<∞│

U

3(0)=

u]为初值为

u的最终破产概率

,其

T为破产时间

;<

(0

)=1-ψ

(u)为生存概率

;G(u,y)=

P[T<∞

,U

3(T)>-

y│

U

3(0

)=

u];H(u,y)=

G(

u,y)

ψ

(

u),表示在破产条件下破产时公司的亏空

Y的分布函数

;T~

i,i=1

,2

,…

,N为公司第

i次达到负盈余的

持续时间

.N为公司发生负盈余的总次数

,则由不破产原则知

N<∞

,TT=

T~

1+

T~

2+…+

T~

N为公司负盈余持

久续的总时间。

由上面的已知条件知

X

i的分布密度函数为

p

X(x)=(p+qβ

x)β

e-β

x

),且其三阶矩阵分别为

p

1=p

β+2

q

β,

p

2=2

p

β2+6

q

β2,p

3=6

p

β3+24

q

β3。

1

.1 多发风险模型的破产概率公式

由文献

[6

]中的(1

.3)可得

<’

(

u)

c<(

u)

c∫u

0<(

u-z)

p

X(

z)d

z(1)

将上面的

p

X(

x)代入(1)式得

<

’(

u)

c<(

u)

c∫u

0<(

u-z)(

p+qβ

z)β

e-β

z

dz

c<(

u)

c∫u

0<(

z)(

p+qβ

(

u-z))β

e-β

(u-z)

d

z(2)

()式两边对求导

,得

<

"()

=〔λ

β

〕<’()

<()λ

<(

z)β

(z)

z(3)871

内蒙古农业大学学报

2008年

2

u

u

c-u

cu-

c2u

0e-u-

d