dans lequelυijdésigne le nombre de contrats de laclassejprévoyant le versement ducapitali. On noteυj
a = υiji=1
L
L
convenable deuros, les capitaux assurés prennent les valeurs 1, 2,,a Les assurés sont dautre part rangés dans .b classes dâge : ceux de la classejont la probabilité annuelle de décèspjavecpj< (1 2j=1,2,,b). On suppose de plus quau sein de ce portefeuille, les décès sont indépendants : les variables aléatoires réelles
La répartition desυcontrats en capitaux et classes est décrite dans le tableau suivant
j
(v.a.r.) associées à 2 contrats différents sont des v.a.r. indépendantes.
1
Classes
υ21
υa1υ1
υib
υabb
L
υ11
On considère la v.a.r.Nijnombre annuel de décès parmi lesυijassurés de la cellule (i,j), puisNj
On poseqj=1−pj(j=1,,b) .
b avec∑υj= υ. j=1
ajυj
b nombre total de décèsNdans le portefeuille :N=∑Nj. j=1
Nijet le
a = i=1
Ma
Mi
Le portefeuille dun assureur est constitué deυ contrats du type ci-dessus. Exprimés dans un multiple
Total
υ1b
υij
Capitaux 1
b
υ
contrat en cas de décès de lassuré pendant la période de garantie, que lon prendra égale à une année dans ce problème.
En contrepartie de la garantie offerte, lassuré verse, à la souscription du contrat, une « prime » à lassureur.
PRELIMINAIRES
Un contrat dassurance décès liant un assureur et un assuré engage le premier au versement du capital fixé au
DEUXIÈME ÉPREUVE DE MATHÉMATIQUES _________________________________________ Durée : 4 heures Calculatrices autorisées.
Concours d'Entrée _______________
2002-2003 _________
I. S. F. A. _________
Total
OPTION B
2002
a b cellule (i,j), avecSj=∑SijetS=∑Sj, le montant cumulé pour le portefeuille. i=1j=1
On pourra noter quegM(0)=P(M=0) .
On admettra que les dérivées successives de peuvent être obtenues en dérivant sous le signeΣles termes
SoitSijla v.a.r. montant cumulé des capitaux versés par lassureur au cours de lannée au titre des contrats de la
) =∑P(M=m)um, série m≥0
M(u)=E(u
La fonction génératrice (f.g.) dune v.a.r.M définie par est
convergente pouru≤ ρ est un réel, où≥1.
b) En déduire la plus grande valeur entière majorantN avecune probabilité au plus égale à 1 %. Comment
II.
Total
5
v.a.r.N(on se limitera à 4 décimales).
avec probabilités de décès :p1=0.01 ;p2=0.05 ;p3=0.10 . a) En utilisant sa loi approchée, donner les tables des probabilités simplesP(N=n) puis cumuléesP(N≤n) de la
4
2
10
7
15
interpréter cette valeur ?
5
Capitaux
Classes
30
1
10
portefeuille (académique) deυ=30 contrats, à 2 capitaux et 3 classes dâge, suivant :
1
1
3
2
Déterminer le rapportP( M==m−)1m)≥1). En déduire une procédure récursive permettant P( M m dobtenir toutes les probabilitésP(M=m) à partir deP(M=0). Rappeler lexpression deP(M=0) en fonction de
3
paramètres. Quelle serait alors la loi approchée deN?
4. On considère une v.a.r.Mdistribuée selon une loi de Poisson de paramètreλ.
λ.
Pour des raisons évidentes de temps de calcul, les applications numériques seront limitées, dans ce problème, au
Total
5.
I.
1. Préciser le domaine de variation deN.
de la série.
3. Dans quelles conditions pourrait-on approcher les lois desNj par des lois de Poisson dont on précisera les
Nj, puis celles deN.
2. Expliciter les paramètres des lois binomiales suivies parNijetNj. En déduire lespérance et la variance de
2002
2
1. a) Préciser le domaine de variation deS.
b) DéterminerP(S=0) puis lespérancem=E(S) et la varianceσ2=V(S) deS.
c) Soitµ3(X)=E(X−E(X))3le moment centré dordre 3 dune v.a.r.X. Montrer que siYetZsont des v.a.r. indépendantes, on a3(Y+Z)= µ3(Y) +µ3(Z) . oefficient dasyγ1= µ3(Sed)S. d) En déduire lexpression deµ3(S métrie) puis du cσ3
2. La suite de ce paragrapheII.conduit à la formule récursive de De Pril (1983) donnant la loi (exacte) deS.
a) Déterminer la f.g. dune v.a.r. distribuée selon une loi binomialeB(α, p) .
b) ExprimerSijen fonction deNij. En déduire la f.g. deSijpuis celle deSj.
a b Montrer que la f.g.SdeSsécritgS(u)=∏ ∏pjui+qj i=1j=1
3. On pose, pour 1≤i≤aetk≥1A(i,k)=(−1)k+1ij∑b=1υijpqjjk.
υij .
a) Par la dérivée logarithmique deS, montrer queg′S(u)=gS(u)∑a∑A(i,k)uki−1,u<1 i=1k≥1
3
b) En dérivant (s-1) fois (s≥1) cette égalité à laide de la formule de Leibniz1, puis en prenantu=0, montrer
min(a,s)[s i légalité, pours≥1,×P(S=s)=∑ ∑A(i,k)P(S=s−ki) où[désigne la partie entière dex. i=1k=1
4. Application numérique (portefeuilleI.5.).
a) A partir des coefficientsA(i,k) donnés ci-dessous
k
1
2
3
4
5
6
7
1
1,279106
- 0,131869
0,014156
- 0,001547
0,000171
- 0 000019 ,
0,000002
i
2
1,928761
- 0,163054
0,015767
- 0,001637
0,000175
- 0,000019
0,000002
n 1Formule de Leibniz ou la dérivéenièmedun produituvde fonctions : (uv)(n)=∑Cnαu(α)v(n−α). α=0 2002
0,00015
0,00005
6
5
0,00303
0,00718
0 ,00043
0,00119
0,05820
0,00001
0,01574
0,03161
0,99993
0,99979
0,99999
0,99998
0,98796
0,99514
0,99817
0,99935
0,94061
0,97222
P(S≤s)
P(S=s)
4
3
2
1
0
s
Compléter la table des probabilités simples et cumulés deSci-après :
2002
4
b) En particularisant les résultats deII.1., donner les caractéristiquesm,σet1
de ce portefeuille.
v.a.r.Ssont respectivement données par
+21−m σ
c) Les approximations Normale etNP (pour Normal Power)(avec correction de continuité) de la loi de la
III.En revenant au cas général, on analyse en début dannée le résultat financier (aléatoire) de lassureur en fin
1
17
≤s)
0,10881
P(np)(S
0,26837
0,46275
0,64474
0,78607
0,97031
0,98639
0,99406
0,99752
de fin dannée.
On noteπle total des primes perçues par lassureur au titre desυcontrats du portefeuille etRla v.a.r. résultat
On utilisera dans ce paragraphe lapproximationNPde la loi deSdonnée enII.4.c).
a) Interpréter cette contrainte.
fixée.
b) Donner en fonction dem,σet1lexpression de la fonction de répartition deR:F(x)=P(R<x). 2. Les choix de lassureur sont dictés par la contrainteP(R<0)≤ εoùεest une (faible) probabilité quil sest
1. a) ExprimerRen fonction deπetS.
(β > compatible avec la contrainte de lassureur ?0) . Quelle est la valeur minimum de
3. La prime demandée à chaque assuré est proportionnelle à son espérance, soitβEij la cellule ( dansi,j)
c) Donner la prime totale minimumπmincompatible avec la contrainte. d) Que vaut-elle pour le portefeuilleI.5. siε=0,01 (le quantile dordre 0,99 de la loi NormaleN(0,1)
b) Celle-ci est-elle remplie si la prime demandée à chaque assuré coïncide avec son espérance dindemnisation, soitEij=E(Sij la cellule () dansi,j) ?
5
2002
Compléter le tableau de leurs valeurs ci-après.
standard est 2,326).
0,12077
0,24473
0
Que pensez-vous de ces approximations ? sP(n)(S≤s)
0,89041
0,41637
0,99620
0,99918
0,95625
0,98569
0,99986
1
2002
Dans la cadre dun partage de risques avec un « réassureur », lassureur peut souscrire un traité de réassurance
IV.
(dit Stop Loss) de « priorité »L. Par ce traité, le réassureur laisse à la charge de lassureur le montant
SS≤L Srsi =LS>L
le complément àSétant, contre paiement dune prime au réassureur, à la charge du réassureur.
1. Donner, en fonction de la loi (exacte) deS, la loi deSrsoitP(Sr≤s) puis son espéranceE(Sr
) .
2. (Question ouverte). Indiquer comment lassureur pourrait intégrer un tel traité dans sa gestion du risque.