Lapremi`erepartiedel’´epreuveestconsacre´ea`lacaracte´risationdes loisve´rifiantlarelationditedePanjer.Lasecondepartiepr´esentel’algo-rithmedePanjerquipermetdecalculercertainessommesale´atoiresdeva-riablesal´eatoiresdiscre`tes.Laderni`erepartieestconsacre´e`aunmode`letre`s simple qui permet de comprendre pourquoi une tarification a posteriori en assuranceautomobile(c’est-`a-direprenantencomptelenombred’accidents de´clar´esparunassure´)p´enalisefortementlesassure´squionteuunaccident lapremi`ereanne´e,maisnefavorisequefaiblementceuxquin’enontpaseu.
Mˆemesicertainesquestionssontmotive´espardesproble`mesactuariels,au-cune connaissance dans le domaine de l’assurance n’est requise. Les trois partiessontind´ependantes.
1Etudeetcaract´erisationdesloisve´rifiant larelationdere´currencedePanjer Onrepre´sentelenombred’accidents`aprendreenchargeparunecompa-gnied’assurancessurunepe´riodedonne´eparunevariableale´atoirediscr`ete N,a`valeursdansN´dceiretaplrsetseiolaltnodte,pk=P(N=k) pour k∈Nci`iesarelvscalefiant´erilatilareno.Pimradsecrtsitubinsios’ont´ineser dere´currencedePanjer: b ∗ ∃a <1, b∈R,∀k∈N, pk=a+pk−1(1) k Lebutdecettepartieestdecaracte´riserlesloisve´rifiant(1). RappelonsquelaloidePoissondeparame`treλrctidte´serape k λ −λ ∀k∈N, pk=e , k! ∗ etquelaloibinomialedeparame`tresn∈Netp∈]0,ce´dtse[rapetir1 n k n−k ∀0≤k≤n, pk=p(1−p) k etpk= 0 pourk > n. Rappelonsler´esultatsuivantsurlesse´riesentie`res:pourc∈Net|z|<1, ∞ X k z1 c(c+ 1). . .(c+k−1) = c k! (1−z) k=0 1.MontrerquesiNve´rifie(1)etquea= 0, alors N suit une loi de Poisson dontonpr´eciseraleparame`tre. 2.Ond´efinitladistributionbinomialen´egativedeparame`tresα >0 et p∈]0,1[ par α+k−1 α k ∀k∈N, pk= (1−p)p k o`upourx∈Retk∈N, x x(x−1). . .(x−k+ 1) =. k k! Calculer sa moyenne et sa variance en fonction deαet dep.
3. Quelledistribution obtient-on lorsqueα= 1? 4.LorsqueNve´rifielarelationder´ecurrence(1)aveca6= 0, montrer que pour toutk∈N, k−1 Y k a pk=p0(Δ +i) k! i=0 pouruncertainΔ`apr´eciser. 5. Montrerque pour toutk∈N, Δ +k−1 ΔkΔ pk= (1−p)a(1−a) k 6.Ende´duireselonlesignedeala loi de N. 7.Conclurequelesloisv´erifiantlarelation(1)sontexactementlesdis-tributionsdePoisson,binomialesetbinomialesn´egatives. 8.Parmices3typesdedistributions,lequelchoisiriez-vouspourmode´liser laloideNsiune´etudestatistiquevousmontraitquelavarianceestim´ee deNestbeaucoupplusgrandequelamoyenneestime´edeN?
2 Algorithmede Panjer Ons’inte´ressemaintenanta`lavariableal´eatoire N X X=Uk k=1 ou`NetlesUk,k∈Neseri`ntseurlevaeD.esvariabsontdotrisea`elas´lae plus lesUktnoses,idantepenind´idtsemtnqieuedtnubirsee´led,ociounmme d´ecriteparlesqk=P(Ui=kmmosaL.Nlluntseearep,)teind´ependantesde convention siN´Dfie=.0nodsinsssl’eeplurancsp´eioere´talealriabnevaed’u Y`avaleursdansNve´nua`tnemellenontidionc`enementApar: X E(Y|A) =kP(Y=k|A) k∈N ∗ 1. Montrerque pourj∈Netn∈N, ! n X j E U1|Ui=j= n i=1
∗ 2.D´efinissonspourj∈Netn∈Nse´tiliblesproba ∗n q j=P(U1+∙ ∙ ∙+Un=j). ∗ Montrer que pourj,k∈Netn∈N, ! n∗(n−1) X qkq j−k P U1=k|Ui=j= ∗n q j i=1 3.SupposonsdanslasuitedecettepartiequeNv´erifielarelation(1)de la partie 1. Soitrk=P(X=k) pourk∈N. Exprimerr0en fonction desqket des pk. ∗ 4.Al’aidedesquestionspre´c´edentes,montrerquepourj∈N, !! ∞n X X U1∗n q . rj=a+bE|Ui=j pn−1j j n=1i=1 5.Enutilisantlesquestionspr´ec´edentes,d´emontrerlaformuler´ecursive appele´e“algorithmedePanjer”: j X bk ∗ ∀j∈N, rj=C a+qkrj−k j k=1 o`uCestuneconstantea`pre´ciser.
3Mode`lebons/mauvaisconducteurs SoitX1telesempnnnaes´eiota´derircetnavvarilaal´eableujqs’uuarp-e mier accident d’un conducteur,X2tereimerpelertnepsemetlemeuxi`lede ie`mei`eme accident et pouri≥3 soitXile temps entre leiaccident et le (i+ 1) accident. On suppose que les (Xi)i∈Ndtne-siitnemeuqsnoitantsetidnd´epend tribu´esselonuneloiexponentielledeparam`etreλvala`essere´tni’.Onsebliaar ale´atoireNd´ecrivantlenombreNndpetuananneeen´.da’ccdinest ∗ 1.Onrappellequ’uneloiGammadeparame`tresn∈Netλ >0 est donn´eeparsadensite´: n n−1−λt λ te + ∀t∈R, fn,λ(t) =. (n−1)!