Об одном алгоритме вычисления функции распределения выплат в модели коллективных страховых рисков Текст научной статьи по специальности «Математика»

ОБ ОДНОМ АЛГОРИТМЕ ВЫЧИСЛЕНИЯ ФУНКЦИИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ВЫПЛАТ В МОДЕЛИ КОЛЛЕКТИВНЫХ

СТРАХОВЫХ РИСКОВ

М.В. Бацын (Нижегородский филиал государственного университета - Высшей

школы экономики) Научный руководитель - д.ф.-м.н., профессор В.А. Калягин (Нижегородский филиал государственного университета - Высшей школы экономики)

В работе исследована проблема вычисления функции распределения суммы страховых выплат при наличии эксцедентного перестрахования больших ущербов по индивидуальным страховым контрактам. Получено аналитическое выражение для этой функции при равномерном распределении ущерба в одном страховом случае. Для решения этой задачи использована однопериодная модель коллективных рисков.

Введение

Перестрахование - это специальный механизм перераспределения рисков между страховщиком и перестраховочной компанией, используемый для повышения надежности (т.е. вероятности неразорения) страховщика [1]. Для распределения рисков устанавливается так называемый уровень собственного удержания г: ущерб, не превышающий этот уровень, берет на себя сам страховщик, а все остальное оплачивает перестраховочная компания. Перестрахование индивидуальных рисков - это особый тип перестрахования, типичный для небольших страховых компаний, при котором ущерб каждого клиента (а не суммарный ущерб по всем страховым контрактам, как при стандартном перестраховании) делится между страховщиком и перестраховочной компанией согласно установленному уровню собственного удержания г [2].

Таким образом, если ущерб в г -м страховом случае описывается случайной величиной Хг с распределением ¥(х), то случайная величина выплат страховщика Уг име-

ГХг, если Хг < г

ет следующее выражение: Уг =< . Поэтому ее распределение ¥т (х)

[г, если Хг >г

имеет разрыв в точке г. Такое распределение называется смешанным (сочетание непрерывного и дискретного) с концентрацией вероятностной массы в точке г .

При использовании перестрахования возникает задача определения оптимального уровня собственного удержания г*, обеспечивающего максимальную надежность страховой компании, т.е. вероятность того, что суммарные выплаты по страховым случаям не превзойдут общие средства страховщика: деньги, полученные от страхователей плюс собственный резерв, но минус стоимость перестрахования [3]. Для решения этой задачи необходимо знать функцию распределения для случайной величины суммарных выплат. Однако при перестраховании индивидуальных рисков выплаты по одному страховому случаю имеют смешанное распределение, и это резко усложняет задачу получения распределения для суммы таких случайных величин. Поэтому имеет смысл использование нормального приближения для такого распределения [4]. Результаты применения нормальной аппроксимации в задаче нахождения уровня собственного удержания, максимизирующего надежность страховщика, приведены в работе [5]. Данная статья посвящена вопросу точного вычисления, и основным ее результатом является аналитическое выражение функции распределения суммарных выплат для случая равномерного распределения ущерба. Результаты, полученные с помощью нормального приближения в работе [5], сравниваются с результатами, полученными с помощью точной формулы распределения суммарных выплат.

Равномерное распределение с разрывом (со срезкой)

Рассмотрим распределение, аналогичное равномерному на отрезке [0,1], но имеющее разрыв в некоторой точке г :

0, если х < 0 х, если 0 < х < г .

1, если х > г

Р ( х) =

Рис. 1. Равномерное распределение со срезкой

Обозначим функцию распределения суммы из п таких случайных величин за Рп (х) : 8п = X1 + X2 +... + Хп, Xi ~ Р(х), 8п ~ Рп (х) .Будем искать общую формулу для Рп (х) .

Рекуррентная формула

Вероятность какого-либо события Е будем обозначать как Р(Е) . Тогда по определению функции распределения: Р(х) = Р(X < х) . Сумма п + 1 и п слагаемых Х{ и их функции распределения связаны следующим образом:

^п+1 = ^ + ^+1 , Рп+1 (х) = Р(^п + ^+1 < х) ,

Sя ~ Рп (5) = Р(Sя < 5) , ^+1 ~ Р(X) = Р(Xn+1 < X) .

Из этих соотношений можно получить рекуррентную формулу Рп+1 (х) через Рп (х) . Функция распределения Р(х) имеет разрыв в точке г, поэтому сначала определимся, как это отражается на поведении Рп (х) .

Точка разрыва

Так как плотность распределения одной равномерно распределенной величины /(X) не определена при X = г , так как в этой точке функция распределения имеет разрыв. Xi могут принимать значения только из отрезка [0, г], так как Р(^ < 0) = Р( Xi > г) = 0. Поэтому = X1 +... + Xn е[0, п • г], Р(£п < 0) = Р(£п > п • г) = 0. Значит, плотность распределения суммы /п (5) = 0 при 5 < 0,5 > п • г. Вероятность того, что Xi равно г, будет равна величине разрыва функции распределения в точке г: Р(Xi = г) = 1 - Р(г) = 1 - г . Так как г - это максимально возможное значение Xi, то Р(£п = п • г) = Р( X1 +... + Xn = п • г) = Р(^ = г, X 2 = г,..., Xn = г) = (1 - г )п. Т.е. функция

распределения суммы Рп (х) имеет разрыв в точке п • г величиной (1 - г)п. Таким образом, имеем:

0, если х < 0, х > п • г Рп (х), если 0 < х < п • г

р(^ < х) = [ п (1 )п .

1 - (1 - г) , если х = п • г

1, если х > п • г

Полученные значения будут использованы ниже при получении распределения +1 = + Хп+1, как распределения суммы двух случайных величин.

Распределение суммы

Как уже было сказано выше, распределение ¥п+1 (х) представляет собой следующую вероятность: Еп+1 (х) = Р(8п < х - Хп+1). Чтобы ее найти, необходимо знать совместную плотность вероятности для величин 8п и Хп+1, а затем взять от нее интеграл по области Б : < х - Хп+1. Случайные величины величин 8п и Хп+1 являются независимыми. Поэтому их совместная плотность распределения равна произведению плотностей /п (и /(^) . Однако, функции распределения имеют разрывы в точках п ■ г и

г соответственно, поэтому значения 8 = п ■ г и I = г необходимо рассматривать отдельно. Рассмотрим область значений переменных 8 и I на плоскости (рис. 2).

Рис. 2. Область значений 8п и Хп+1

На рис. 2 границы области допустимых значений 8 и ( выделены жирными линиями. Искомая вероятность Еп+1 (х) = Р(8п < х - Хп+1) равна интегралу от совместной плотности распределения по области, находящейся под прямой 8 = х -1. Поэтому из рисунка видно, что: ¥п+1 (х) = 0, если х < 0, ¥п+1 (х) = 1, если х > (п + 1)г . Распишем Еп+1 (х) в общем случае, учитывая особые значения 8 = п ■ г и I = г :

Р(£„ < х - Хи+1) =\\/п (8) ■ /а) <кйх + Р(Хи+1 = г)-Р(5Я < х - г, * п ■ г) +

Б

+ Р(£„ = п■ г) ■ Р(Хи+1 <х -п ■ г,Хп+1 * г) + Р(£„ = п ■ г)■ Р(Хи+1 = г)-Р(х > (п + 1)г)

В последнем выражении:

Г1, если х > (п + 1)г Р(х > (п + 1)г) = \' У .

[0, иначе

Теперь все вероятности расписаны так, что вместо них можно подставлять значения функций распределения:

рп+1(х) = Я/ (8) ■ /«)dsdt + (1 - г)■ ^ (х - г) + (1 - г)п ■ ^(х - п ■ г) +

Б .

+ (1 - г)) ■ (1 - г)■ Р(х > (п + 1)г) Заметим, что ¥п+1 (х) = 1, если х > (п + 1)г . Кроме того, если х < п ■ г, то ^(х - п ■ г) = 0 . Поэтому при пг < х < (п + 1)г

Рп+1 (х) = Ц /п (5) • /(X) ЛЛ + (1 - г) • Рп (х - г) + (1 - г)п • (х - пг),

и

а при 0 < х < пг

Рп+1 (х) = Ц /п (5) • / (X) ЛЛ + (1 - г) • Рп (х - г).

и

Остается найти интеграл по области О . Рассмотрим сначала случай 0 < х < пг, который делится на два случая: первый - г < х < пг (см. рис. 2):

г х-X г х

И /п (5) • / (X) dsdt = { Ж | /п (5)ё5 = { Рп (х - X)Л = { Рп (X)Л .

О 0 0 0 х-г

и второй - 0 < х < г :

х х- х х

И /п (5) • / (X) ЛЛ = { Л { /п (5)Ж5 = { Рп (х - XЖ = { Рп (X)Л . и 0 0 0 0

Заметим также, что в этом случае х - г < 0, и поэтому Рп (х - г) = 0, так что выражение для Рп+1 (х) еще сильнее упрощается. В случае пг < х < (п + 1)г интеграл будет представлять собой сумму 2 интегралов, т.к. область И разбивается на 2 (см. пунктирную линию на рис. 3):

5 = Х - ¿, X > (п +

КГ < X < (и +

Е = х - I, О <Х<ПГ 5= Х - X < О

Рис. 3. Область значений Я и X

п+1

х-пг пг г x-t . , ИТ

{{/п (5) • /(X) ЛЛ = { ^{/п (5)Ж5 + { Л ¡/п (5)Ж5 = (1 -(1 - г) )-(х - пг)+ | Рп (X) Л .

О 0 0 х-пг 0 х-г

В результате получаем рекуррентную формулу для функции распределения суммы:

0, если х < 0

г х-

Рп+1(х) Ч

х

{ Рп (X)Л,

0

х

{ Рп (X)dt + (1 - г ) • Рп (х - г ),

если 0 < х < г

если г < х < пг

{ Рп (X)dt + (х - пг) + (1 - г) • Рп (х - г), если пг < х < (п + 1)г

•-г

1, если х > (п + 1)г

Из этой формулы видно, что функция состоит из нескольких кусков, так как на разных отрезках имеет разные выражения.

Распределение суммы - кусочная функция

Нетрудно доказать, что Рп+1 (х) на [0, (п + 1)г ] состоит из п +1 части ( к = 2, п ):

х-г

рпА х) Н

р+Дх) = | р1^)&, если 0 < х < г

0

(к-1)г х

РкпАх) = |-1(г)& + |Гк (г)& + (1 - г) • Гк-1(х - г), если (к - 1)г < х < кг .

х-г (к-1) г

пг

р^1 (х) = | РПП (г)& + (х - пг) + (1 - г) • РПП (х - г), если пг < х < (п + 1)г

х-г

Данная формула будет использована далее для получения общей формулы Рп (х), но сначала выведем вспомогательную формулу для (х) .

Вспомогательная формула

Справедлива следующая формула на отрезке [(п - 1)г, пг ] для функции распределения суммы п величин, распределенных равномерно со срезкой:

р; (х) = 1 -(- 1)п• £ сп (г -1)

(х - пг )

(1)

г=0 (п - I)

Эту формулу нетрудно доказать по методу математической индукции, воспользовавшись рекуррентной зависимостью, найденной ранее.

Общая формула

Для к -й части (для х е [(к - 1)г, кг]) функции распределения суммы п случайных величин, имеющих равномерное распределение на [0,1] со срезкой в точке г, справедлива следующая общая формула:

к-1

рк (х)=х

г=0

(- 1)сп ¿с/ (г -1))

1=0 1 )!

Для сокращения формул введем следующие обозначения:

^ (х) = (г -1)) ( л! , и, (х) = (-1)¿с/ (г -1)) (х - 1Г)п-1+1

(п -1 +1)

1 =0

(п -1 +1)! '

Доказательство для п-й части функции распределения

Сначала докажем формулу для к = п, т.е. для (х) (это наиболее сложный случай), снова используя метод математической индукции. Справедливость для п = 1 очевидна. Считая формулу верной для Р п, докажем ее справедливость для Р^1. Итак, из-

вестно:

Рп" (х) = Х

г =0

(х - гг )п

(-1) сп X с (г -1)) (

1=0 (п -1)!

Приравнивая правые части этого выражения и выражения (1), приходим к равенству:

1=Х

г=0

(- 1)сп X С1 (г -1)

1=0 (п -1)!

(2)

Для доказательства индукционного перехода используем рекуррентное соотношение.

х

Представим (х - пг) в виде 11 & и заменим единицу на выражение (2):

п—г

(х - пг )=2 си (х) -2 спиi (пг).

г'=0 г'=0

Пользуясь предположением индукции для Рпп и вычисляя интеграл, запишем 1-е слагаемое рекуррентной формулы:

пг п—1 п—1

{ р; (X) л = 2 спи. (пг)-2

х-г i=0 i=0

И, наконец, последнее слагаемое:

(-1) сп 2 1+и (х)

1 =0

п-1

(-1) сп 2 с-1 (х)

1=1

(1 - г) • Рп (х - г) = -2

г=0

В результате

р:++: (х)=2 спи. (х) - 2 спи (пг)+2 спи (пг) -

п—1

п—1 - 2

(- 1)'с 2 с'у,л, (х)

1=0

п-1

г+1

(- 1)'сп 2 с-1 (х)

1=1

п-1

Заметим, что ип (пг) = 0 и, следовательно, 2 с'„и. (пг) = 2 с'„и. (пг). После преобра-

'=0 '=0

зований над суммами получаем:

р^ (х)=с+и0 (х)+2с+1 и' (х)=2с+1 и (х)=2(-1)' с+12с1 (г -1)

(х - 'г )

п-1 +1

г=1 '=0 '=0 ;=0 (-1 +1)!

Получили требуемое выражение для РпП+1 , а значит, по индукции формула справедлива для любого п . Итак, общая формула доказана для частного случая к = п. Рассмотрим еще один частный случай - к = 1, так как рекуррентное соотношение имеет особый вид не только для Р^1 (х), но и для Рп1+1 (х) .

Доказательство для первой части функции распределения

Случай к = 1 - самый простой, и формула, которую необходимо доказать, достаточно проста: рп = хп / п!. Для п = 1 эта формула выполняется. Считая формулу верной

для рп, покажем, что она справедлива и для Рп1+1, используя рекуррентное соотношение:

х ,п ,

Рп1+1 ={ Р^ Л = { - Л =( „ „ п! (п

(п +1)

х

(п +1)! '

Таким образом, база индукции и индуктивный переход выполняются, а значит, формула доказана. Теперь остается только доказать общий случай к = 2,3,...,п -1.

Общий случай

Для к = 2,3,...,п -1 будем доказывать общую формулу индукцией по п . Заметим, что Рп (х) имеет ровно п частей на отрезке [0, пг ], и значит, в общей формуле п > к .

Тогда база индукции - п = 2, а значит, к = 1,2 . Формула для Р21 подпадает под доказательство в параграфе «Доказательство для первой части функции распределения», а формула для Р22 - под доказательство в параграфе «Доказательство для п-й части функции распределения». Теперь, считая, что формула верна для всех Р^ (п > 2) при

'=0

'=0

'=0

'=0

х

к = 1,2,3,...,п, докажем ее для всех Рпк+1 при к = 2,3,..., п -1 (случаи к = 1 и к = п +1 уже были доказаны выше). Итак, имеем:

к-1

ркп (х)=х

г=0

(-1) с; ¿с (г-1))

1.0 (п -1)

к-2

, Рпк-1(х) = 1

г=0

(-1)гсп ¿с (г-1)) (1 1=0 (п -1)!

Для доказательства формулы Р^ используем рекуррентное соотношение:

(к-1) г х

Рк+1( х) = | Рк-1(г & + | Рк (г & + (1 - г) • Рк-1( х - г).

(к-1)г

Выпишем каждое из слагаемых, используя формулы для Рп и Рп , верные по предположению индукции:

(к-1) г к -2 к-2 г

| Рк 1 (г & = X спиг ((к - 1)г) - X (-1) сп X1+1,1 (х),

с-г 1=0 1=0 1=0

}р„к (0А=£ си. (х)спи. ((к -1)г), (1 - г )Рк-1 (х - г) = -¿(-l)с; ¿сrvM) (х).

(к-1)г

к-1

к-2

г=0 1=1

к-2

Замечая, что ик-1 ((к - 1)г) = 0, а следовательно, X Спи\ ((к - 1)г) = X Спи\ ((к - 1)г), по-

г=0 г=0

лучаем после сложения и преобразований:

( ■ \п+1-1

(х - гг )

к-1

к-1

к-1

(- 1)гсп+1X с1 (г -1))

(п +1 -1)

Рк+1 (х) = X с„иг (х) + X с^ (х) + и0 (х) = X

г =1 г=1 г=0 |_ 1=0

Получив требуемую формулу, мы доказали индукционный переход, а значит, и всю формулу для всех п и к .

Точная функция распределения в модели коллективных рисков

Согласно модели коллективных рисков на коротком интервале времени, число страховых случаев Q имеет пуассоновское распределение с параметром Л (среднее

число страховых случаев за год), и вероятность Q = п будет Р^ = п) = е~Л • Л / п!. Функция распределения суммарных выплат по всем страховым случаям, или вероятность того, что выплаты не превзойдут значение х , складывается из функций распределения для каждого значения числа страховых случаев Q от нуля до бесконечности, умноженных на соответствующие вероятности Р^ = п):

ад ад лп

О(х) = Р(( < х) = ¿Р(Q = п)• Рп(х) = X Л-е"Л • Рп(х)

п=0 п=0 п!

Эта сумма разбивается на две, так как Рп (х) = 1 при х > п • г, т.е. п < [х/ г]:

[х/г] пп ад пп

О(х) =¿Л-е-Л + X Ле~Л • Рк(х), к = [х/г] +1

п=0 п! п=[х / г]+1 п!

Если оборвать эти суммы на т -м слагаемом, то остатки Ят можно оценить следующим значением:

< е-

Лт

(т +1)

1 Л

1 +-+

Л2

т

+ 2 (т + 2)(т + 3)

+...

< е

Лт

(т +1)

1+Л+ГАГ+...

т I т )

Наложим условие сходимости на знаменатель этой геометрической прогрессии: т > Л . Тогда, пользуясь формулой суммы бесконечного геометрического ряда, получим:

хг

1=0

г=0

Л

Л

лт+1 1 лт+1

п ^ -я Я 1 -я Я т

Кт < е •-,-т---= е •-,-т---

(т +1)! 1 - Я / т (т +1)! т - Я

лт+1

тг /- т - я Л т Потребовав выполнение следующих неравенств на т : т > Я, е •-,-г---< а ,

(т +1) т -Я

мы найдем количество слагаемых т, которое достаточно, чтобы получить значение суммы с точностью а . Например:

Я = 1:т = 10^а = 10-8, Л = 10:т = 20^а = 0.001, т = 40^а = 10-13, Я = 20 :т = 30^а = 0.01, т = 50^а = 10-9. Таким образом, для вычисления данной бесконечной суммы достаточно посчитать лишь небольшое число слагаемых.

Надежность страховой компании

Надежность страховой компании - это вероятность того, что суммарные выплаты во всех страховых случаях У не превзойдут сумму средств, полученных страховщиком от клиентов в качестве страховых взносов S = N - П-(1 + 0) ( N - число страховых контрактов, П - рисковая премия, 0 - рисковая надбавка) минус плата за перестрахование £ = N-П-(1 + а + 0) (П- рисковая премия, а - рисковая надбавка, в - нагрузка на ведение дела, устанавливаемые перестраховочной компанией). Таким образом, надежность равна: ЯЕЬ = р(у < N • П • (1 + 0)- N • П • (1 + а + в)) = р(у < £ - ~). Т.е. надежность равна значению функции распределения выплат в точке £ - ~ : G (£ - ~). Заметим, что рисковая премия П зависит от г, и слишком малое значение г (т.е. риска, оставляемого страховщиком на собственном удержании) дает слишком большое значение П , и у страховщика может просто не хватить средств на оплату такого перестрахования. Сама функция распределения G(х) также зависит от г, и для любого его значения можно

посчитать надежность ЯЕЬ . Таким образом, получаем функцию ЯЕЬ(г) . Точка г *, которой соответствует наибольшее значение надежности ЯЕЬ(г*) будет оптимальным уровнем собственного удержания. Надежность, полученная с помощью нормальной аппроксимации, сравнивается с точной функцией КЕЬ(г) в разделе «Результаты».

Вычислительная сложность

Рассматривая формулу для функции распределения суммарных выплат страховой компании, можно понять, что ее вычисление на компьютере будет занимать значительное время. Это время быстро растет с увеличением числа точек х, числа различных значений параметра г, с повышением точности а, для которых требуется получить значение функции распределения.

Для решения этой проблемы целесообразно распараллелить алгоритм вычисления и использовать многопроцессорные компьютеры или кластеры из нескольких компьютеров. Здесь возможны 3 различных случая, возникающие в страховании. 1. Перестраховочная компания сама определяет уровень собственного удержания г , и для страховщика этот параметр фактически является константой. Но страховщик может влиять на объем своих средств, полученных по страховым контрактам, например, привлекая клиентов различными способами. Значит, его интересует функция распределения выплат при различных значения х . Таким образом, значение г фиксировано, точность а в общем-то тоже фиксирована, и функцию распределения нужно вычислять только в различных точках х .

2. Перестраховочная компания не фиксирует уровень собственного удержания г , а лишь определяет стоимость перестрахования в зависимости от г . Страховщик уже обладает определенным набором клиентов и знает объем своих средств х. Он может выбирать различные значения г , например для оптимизации своей надежности. Тогда функцию распределения суммарных страховых выплат необходимо вычислить для множества значений г .

3. И объем средств х, полученных от клиентов, и уровень г фиксированы, но среднее число страховых случаев Я велико. Страховой компании необходимо знать с большой точностью а риск разорения, т.е. значение функции распределения. Это нужно, например, чтобы определить объем средств, которые должны находится в страховом резерве. Таким образом, вычислить функцию надо лишь в одной точке, но с высокой точностью и при большом числе слагаемых в сумме, возникающем за счет большого Я .

Каждый из этих случаев предоставляет разные возможности для организации параллельных вычислений.

Равномерное распараллеливание

В 1-м и 2-м описанных случаях организовать параллельные вычисления получается наиболее просто и оптимально. Дело в том, что значение функции при одних значениях параметров х и г никак не зависит от ее значения при других х и г . Поэтому нетрудно распараллелить алгоритм вычисления по этим параметрам. Т.е., если необходимо вычислить функцию для N вариантов значений х и г, а число процессоров или компьютеров в кластере - М, то нужно создать М потоков и отдать каждому вычисление функции в N/М точках. При этом распараллеливание будет равномерным, т.е. все потоки закончат вычисления примерно в одно время. Равномерность обеспечивается тем, что вычисление функции распределения суммы ущербов Р при одних значениях параметров х и г ничем не отличается от вычисления при других х и г .

Если число различных значений х и г велико, то даже многопоточный алгоритм будет работать значительное время. Вычисления можно оптимизировать, если заметить рекуррентную зависимость между величинами Р*+1 (х) и Р^ (х) :

рк1 (х)=г* (х)+(-1) сп £ а (г -1)) {х(кгГ, = Г* (х)+(-1) с к £ = р* (х)+д* (х)

) =0 \п ])! )=0

Т.е. для каждого значения п достаточно сначала вычислить Р1п(х) = хп /п!, а остальные РПк 1 (х) вычислять простым сложением с Дкп (х). Кроме того, слагаемые аможно вычислять эффективно, если заметить, что:

а0 = (х - *г) п / п^ а)+1 = а) • (к - ))(п - 7)/(7 +1) •(г -1)/(х - *г)

Причем множитель (г -1)/(х - кг) нужно вычислить только один раз, так как он не зависит от ) . Используя такие оптимизации, удается сократить общее время вычислений.

Распараллеливание по параметру п

Приведенное выше равномерное распараллеливание невозможно в 3-м случае, поэтому необходимо организовывать разделение вычислений по параметру п . Вследствие оптимизаций появляется зависимость между величинами Р^+1 (х) и Р^ (х) , и поэтому распараллеливание по к невозможно. В результате получаются следующие независимые цепочки вычислений:

Р11, Р1 ^Р22, Р1 ^Р32 ^Р33, ..., Р1т ^Р* ^...^ Рт

1 5 2 2 5 3 3 3 5 5 т т т

Все цепочки различаются по длине, а следовательно, и по времени вычисления. Здесь необходимо использовать стратегию пула потоков, чтобы максимально уравнять вычисления каждого из потоков друг с другом. Чем более равномерно будут загружены потоки, тем меньше будет общее время вычислений, потому что оно равно времени работы самого загруженного потока. Ясно, что потоков в пуле должно равняться числу процессоров или компьютеров в кластере. Каждый поток должен брать самую длинную цепочку из оставшихся для вычисления до тех пор, пока не останется ни одной не вычисленной цепочки.

Оптимизированное распараллеливание по параметру п

Влияния зависимости между величинами Р^+1 (х) и Р^ (х) на вычисления можно

избежать, если заставить потоки из пула вычислять не Р^ (х), а лишь Акп (х), между которыми нет никаких зависимостей. Поскольку вычисление Акп (х) тем дольше, чем больше значение к, то каждый поток должен вычислять Акп (х) с наибольшим значением к из оставшихся до тех пор, пока не останется ни одной не вычисленной Акп (х). Первый поток должен сначала вычислить Р1п (х) для всех значений п, а затем, когда будут вычислены все Акп (х), должен получить значения всех Р^ (х) простым сложением с Акп (х). Такой алгоритм дает наиболее равномерное распределение нагрузки между потоками и наименьшее общее время исполнения.

Результаты

Для получения оптимального с точки зрения надежности страховой компании уровня собственного удержания г * строится функция зависимости надежности от г : КЕЬ(г) . Применяя нормальную аппроксимацию, мы получаем функцию надежности неточно. Обозначим эту неточную функцию ЯЕЬМ (г) . Из нее определяется оптимальное значение уровня собственного удержания г* . В данной работе найдена точная функция надежности ЯЕЬ(г), из которой можно получить точное значение г *. Сравнивая значения точной функции ЯЕЬ(г) в точках г * и г*, мы видим, насколько страховая компания проигрывает (ошибается) в надежности: ЯЕЬ(г*) - ЯЕЬ(г*), используя нормальное приближение. Ниже приведены результаты для различных значений параметра Л в модели коллективных рисков.

Результаты для Л = 1

На графике приведены зависимости надежности страховщика от выбранного уровня собственного удержания. Синим цветом (график без скачков) изображена функция, полученная с использованием нормального приближения. Красным цветом показана точная функция надежности, полученная с помощью аналитической формулы для распределения случайной величины суммы выплат.

Оптимальное значение уровня собственного удержания, найденное с помощью нормальной аппроксимации - г* = 0.31, точной функции распределения - г * = 0.37.

Проигрыш в надежности КЕЬ(г*) - КЕЬ(г*) = 0.93205 - 0.93149 = 0.00056.

Таким образом, применяя нормальное приближение (более удобное в расчетах и подходящее для любых распределений ущерба в страховом случае) в данном примере, страховая компания совершит ошибку в надежности 5 • 10-4, что вполне допустимо. Заметим, что в этом примере точная зависимость надежности достаточно сильно отлича-

ется от неточной и имеет сильный скачок. Если бы максимум неточной функции надежности оказался правее этого скачка, то страховая компания совершила бы серьезную ошибку 4-5%. Однако с ростом среднего числа страховых случаев Я эта разница снижается, а разрывы сглаживаются или вообще исчезают. Поэтому нормальное приближение разумно использовать при больших значениях Л, как в следующих примерах

0.8

О 0 1 0.2 0.3 04 0.S 0.6 07 0.8 09 1

Рис. 4. Надежность при Л = 1

Reliability

Результаты для Л = 30

На рис. 5 хорошо видно, что точность нормальной аппроксимации улучшается с ростом Л . График зависимости надежности от r, полученный с ее помощью, повторяет форму точной функции REL(r) .

Reliability

Оптимальные значения: rN = 0.58, r * = 0.56. Проигрыш в надежности: REL(r*) - REL(rN) = 0.96837 - 0.96834 = 0.00003 .

Заключение

В теории вероятности существует множество различных распределений случайных величин, простых и сложных. Но когда возникает необходимость получить распределение суммы одинаково распределенных величин, задача резко усложняется. Формула распределения суммы найдена в теории вероятности лишь для нескольких несложных распределений случайной величины: равномерного, нормального, пуассонов-ского и других. Поэтому вывод такой формулы для какого-либо распределения можно считать большой удачей.

В данной работе получено аналитическое выражение для распределения суммы случайных величин, имеющих равномерное распределение со срезкой. Сложность такого распределения заключается в том, что оно имеет разрыв в некоторой точке r . Это распределение возникает в актуарной математике в задачах, связанных с экцедентным перестрахованием индивидуальных рисков. В работе рассмотрено его применение в проблеме оптимизации надежности страховой компании.

В актуарной математике известен лишь один способ точного вычисления функции распределения суммы страховых выплат при наличии перестрахования. Это рекуррентная формула Пейнджера [2, 6]. Но область ее применения ограничена 2 условиями.

1. Распределение числа страховых случаев должно удовлетворять особому рекуррентному условию, под которое подходят 3 общеизвестных распределения: распределение Пуассона, биномиальное и отрицательное биномиальное распределения.

2. Распределение ущерба в одном страховом случае должно быть дискретным. Это условие заставляет аппроксимировать непрерывное распределение дискретным, теряя в точности решения. При большой частоте дискретизации вычисления занимают значительное время.

Литература

1. Бауэрс Н., Гербер Х., Хикман Дж., Джонс Д., Несбитт С. Актуарная математика -М.: Вильямс, 2001. - 1020 с.

2. Kremer E. Applied risk theory - Shaker Verlag, 1999. - 240 с.

3. Голубин А.Ю. Математические модели в теории страхования: построение и оптимизация - М.: Анкил, 2003. - 160 с.

4. Корнилов И.А. Основы страховой математики - М.: Юнити-Дана, 2004. - 400 с.

5. Бацын М.В., Калягин В.А. Определение оптимального уровня собственного удержания при эксцедентном перестраховании убытка // Известия АИН им. А.М. Прохорова, серия Бизнес-информатика. - 2005. - № 12. - С. 67-74.

6. Panjer H.H., Willmot G.E. Insurance risk models - Schaumburg/Illinois: Society of Actuaries, 1992. - 360 с.