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        平衡損失函數(shù)下具有時(shí)間效應(yīng)和通脹因子的信度估計(jì)

        2018-08-22 12:38:00強(qiáng),陳
        統(tǒng)計(jì)與決策 2018年14期
        關(guān)鍵詞:相依協(xié)方差信度

        張 強(qiáng),陳 萍

        (南京理工大學(xué) 理學(xué)院,南京210094)

        0 引言

        信度理論是一種基于歷史索賠數(shù)據(jù)來計(jì)算未來保費(fèi)的經(jīng)驗(yàn)厘定方法,它廣泛應(yīng)用于汽車保險(xiǎn)、工傷賠償金及賠款準(zhǔn)備金。當(dāng)代的信度理論歸功于Bühlmann[1],他首次在現(xiàn)代統(tǒng)計(jì)決策理論框架下建立了無分布限制的信度理論,這為信度理論的發(fā)展奠定了統(tǒng)計(jì)基礎(chǔ),關(guān)于信度理論的詳細(xì)介紹,可見Bü hlmann和Gisler[2]。

        大批學(xué)者對(duì)信度理論進(jìn)行了研究,并建立了各種各樣的信度模型,這些信度模型極大地依賴于風(fēng)險(xiǎn)間的獨(dú)立性及時(shí)間分量上的條件獨(dú)立性。事實(shí)上,在保險(xiǎn)實(shí)務(wù)中,這種假設(shè)有時(shí)候是不成立的,風(fēng)險(xiǎn)間存在較強(qiáng)的相依性。近年來,關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)間的相依性的研究引起了越來越多的精算研究者的重視。如,Yeo等[3]建立了風(fēng)險(xiǎn)具有隨機(jī)共同效應(yīng)的信度模型,得到了正態(tài)-正態(tài)分布下的信度公式。Wen等[4]推廣了Yeo等[3],提出了共同效應(yīng)相依的無分布信度模型。之后,Wen和Deng[5]研究了風(fēng)險(xiǎn)等相關(guān)結(jié)構(gòu)的信度估計(jì)等。另一方面,多數(shù)學(xué)者對(duì)時(shí)間分量上相依的信度模型進(jìn)行了研究,具體包括鄭丹等[6]、Purcaru和Denuit[7,8]、Frees和Wang[9]。最近,Huang和Wu[10]研究了風(fēng)險(xiǎn)相依和時(shí)間效應(yīng)的信度模型。

        然而,以上所提到的信度模型總是采用平方損失來刻畫保費(fèi)與風(fēng)險(xiǎn)的適合程度。有研究發(fā)現(xiàn)由于正(負(fù))誤差引起的損失不同,采用對(duì)稱損失函數(shù)得到的估計(jì)不準(zhǔn)確。因而,非對(duì)稱損失函數(shù)得到了廣泛的應(yīng)用,其中,平衡損失函數(shù)是一類常見的非對(duì)稱損失函數(shù)。Zellner[11]給出了如下形式的平衡損失函數(shù):

        其中δ0(X)為目標(biāo)估計(jì),w∈[0,1]為已知的權(quán)重。

        本文在平衡損失數(shù)下,研究了具有時(shí)間等相依及通脹因子的信度模型,分別得到了非齊次和齊次信度估計(jì),并給出了結(jié)構(gòu)參數(shù)的無偏估計(jì)。

        1 模型假設(shè)與準(zhǔn)備知識(shí)

        假設(shè)某保單組合具有K種保單,每種保單含有ni年歷史索賠數(shù)據(jù)。記第i種保單前ni年歷史數(shù)據(jù)為 Xi=(Xi1,…Xin)′,則所有的歷史數(shù)據(jù)為 {Xij,i=1,2,…,K,j=1,2,…,ni}。類似于經(jīng)典信度模型的假設(shè),認(rèn)為第i種保單未來索賠Xi,ni+1是由所有歷史索賠數(shù)據(jù)決定的。本文研究滿足如下假設(shè)的信度估計(jì)。

        假設(shè)1 :給定 Θi,隨機(jī)序列 Xij,j=1,2,…,ni具有條件期望 E(Xij|Θi)=rjμ(Θi),條件方差 Var(Xij|Θi)=r2jσ2(Θi)以及條件協(xié)方差 Cov(Xis,Xit|Θi)=rsrtρ(Θi),s≠t,i=1,2,…,k,其中r是通貨膨脹因子。

        假設(shè)2:風(fēng)險(xiǎn)參數(shù) Θ1,Θ2,…,ΘK是相互獨(dú)立的,具有相同的結(jié)構(gòu)分布函數(shù) π(θ),且有 E(μ(Θi))=μ ,E(σ2(Θi))=σ2,E(ρ(Θi))= ρ ,Var(μ(Θi))=τ2。本文的目的是基于所有的歷史數(shù)據(jù),來預(yù)測(cè)未來時(shí)期的索賠 Xi,n+1的信度保費(fèi),此時(shí)需解決如下最優(yōu)化問題:為了估計(jì) Xi,ni+1,定義下面兩類樣本的線性函數(shù)類,分別稱為樣本的非齊次和齊次函數(shù)類。所以 Xi,ni+1的非齊次估計(jì)?i,n+1與齊次信度估計(jì)分別定義為在各自線性函數(shù)類使得期望損失(2)最小。

        為統(tǒng)計(jì)δ0(X),引入記號(hào):

        為方便求解非齊次與齊次信度估計(jì),下面給出一些準(zhǔn)備型的引理。

        引理1:隨機(jī)變量Y在線性空間L(X,1)和Le(X)上的正交投影分別稱為Y的非齊次和齊次信度估計(jì),即有:

        其中Cov(X,Y)是Y與X的協(xié)方差矩陣,證明可見[2,4]。引理2:在假設(shè)1和假設(shè)2下,有以下結(jié)論成立

        其中 Ri=(r,r2,…rnj)'

        其中

        其中

        證明:(a)記 Θ=(Θ1,Θ2,…,ΘK),由重期望公式,可得:E(Xi)=E(E(Xi|Θi))=E(μ(Θi)Ri)= μRi

        從而:

        (b)由協(xié)方差的雙重期望定理,有:從而,有:

        所以有式(6)成立。

        可得:

        進(jìn)一步,可得式(7)。

        下面將利用正交投影方法求解問題(2),獲取未來索賠Xi,ni+1的非齊次和齊次信度估計(jì)。

        2 信度估計(jì)

        定理1:在假設(shè)1和假設(shè)2下,通過求解最小化問題(2),可得 Xi,ni+1的非齊次信度估計(jì)為:

        證明:令Yi=(1-I)δ0i(X)+IXi,n+1,其中 I為獨(dú)立于其他變量的0-1隨機(jī)變量,且滿足P(I=0)=1-P(I=1)=w。則最小化問題(2)等價(jià)于:

        由引理2,知 Xi,ni+1的信度估計(jì)為:

        從Yi的定義有期望E(Yi)為:

        事實(shí)上,E(X|I)=E(X),從而:

        所以協(xié)方差矩陣Cov(Yi,X)為:

        利用引理1,計(jì)算可得:

        故 Xi,ni+1的信度估計(jì)為:

        此結(jié)果為經(jīng)典的B ü hlmann信度估計(jì),具體可見B ü hlmann和Gisler[2],本文的模型是其的一個(gè)推廣。

        注 2 :若取 δ0i(X)=rni+1,則有 E(δ0i(X))=rni+1μ ,通過計(jì)算可得:當(dāng)i≠j時(shí),dij=0,當(dāng)i=j時(shí)+(ρ +τ2),則

        從而可得信度估計(jì):

        其中信度因子

        當(dāng)μ未知時(shí),定理1不能直接應(yīng)用,需將問題(2)的估計(jì)限定在樣本的齊次函數(shù)類中,來計(jì)算Xi,ni+1的齊次信度估計(jì),結(jié)果敘述為下面的定理。

        定理2:在假設(shè)1和假設(shè)2下,未來索賠 Xi,ni+1的齊次信度估計(jì)為:

        其中,而Zi1,Zi2和定理1一致。

        證明:由正交投影的平滑性:

        注意到

        進(jìn)而,令Y=μ,因?yàn)镃ov(μ,X)=0,所以:

        從而式(17)成立。

        在定理1和定理2中,本文給出了Xi,ni+1的非齊次和齊次信度估計(jì),然而包含了未知的結(jié)構(gòu)參數(shù)μ,σ2,ρ和τ2。這需要利用歷史索賠數(shù)據(jù){Xij,i=1,2,…,K,j=1,2,…,ni}來估計(jì)。由定理2的證明,可知μ的一個(gè)無偏估計(jì)而 σ2,ρ 和 τ2的無偏估計(jì)由以下性質(zhì)給出。

        性質(zhì)1:結(jié)構(gòu)參數(shù)σ2的無偏估計(jì)為:

        因此:

        性質(zhì)2:結(jié)構(gòu)參數(shù)ρ的無偏估計(jì)為:

        所以:

        性質(zhì)3:結(jié)構(gòu)參數(shù)τ2的無偏估計(jì)為:

        從而:

        利用雙重期望定理,有:

        將式(24)至式(26)代入式(23),則:

        所以 E(τ?2)= τ2。

        3 數(shù)值模擬

        下面將對(duì)定理1的結(jié)果進(jìn)行數(shù)值模擬。為了說明問題,假定 n1=n2=…nK=n,K=5,并且隨機(jī)向量 Xi~N(ΘiRi,Σ) 和 Θi~N(μ,τ2) ,i=1,…,K ,這 里 協(xié) 方 差 矩 陣

        在模擬中,取 δ0i(X)=rni+1,r=1.05,μ=0.6 ,σ2=1.5,ρ=0.45和τ2=2.1。據(jù)以上的假設(shè),產(chǎn)生偽隨機(jī)數(shù) Xij,j=1,…,n+1,i=1,2,…,5,其中{Xi,n+1,=1,2,…,5}為待估計(jì)的真實(shí)值,{Xij,j=1,2,…,n,i=1,2,…,5}為樣本值。通過式(10)和式(16),分別得到了信度估計(jì),得到不同權(quán)重 w 下不同 n 時(shí)?i,n+1與與 Xi,n+1的均方誤差 MSE 和 MSEC,重復(fù)執(zhí)行10000次模擬,得到的結(jié)果如表1和表2所示。

        表1 w=0.2時(shí)的模擬結(jié)果

        表2 w=0.6時(shí)的模擬結(jié)果

        4 結(jié)束語

        本文在平衡損失函數(shù)下研究了具有時(shí)間效應(yīng)及通脹因子的信度保費(fèi)。利用正交投影方法,得到了未來保費(fèi)的非齊次和齊次信度估計(jì)。同時(shí),給出了信度因子中未知結(jié)構(gòu)參數(shù)的無偏估計(jì)。這一結(jié)果推廣了經(jīng)典的信度模型,為非壽險(xiǎn)保險(xiǎn)公司厘定未來保費(fèi)提供理論依據(jù)。

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