多发风险模型的负盈余持续时间分布的计算
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第
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)
/β
λ
R(
p+2
q)
/
β>0
对模型(
3)我们定义相应的符号如下
:ψ
(
u)=
P[T<∞│
U
3(0)=
u]为初值为
u的最终破产概率
,其
中
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)
=λ
c<(
u)
-λ
c∫u
0<(
u-z)
p
X(
z)d
z(1)
将上面的
p
X(
x)代入(1)式得
<
’(
u)
=λ
c<(
u)
-λ
c∫u
0<(
u-z)(
p+qβ
z)β
e-β
z
dz
=λ
c<(
u)
-λ
c∫u
0<(
z)(
p+qβ
(
u-z))β
e-β
(u-z)
d
z(2)
将
()式两边对求导
,得
<
"()
=〔λ
β
〕<’()
+λ
qβ
<()λ
qβ
∫
<(
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