Panjer-Algorithmus

Panjer-Algorithmus

Die Panjer Rekursion (oder auch Panjer-Algorithmus) ist ein Algorithmus um die Wahrscheinlichkeitsverteilung einer speziellen zusammengesetzten Zufallsvariable

S := \sum_{i=1}^N X_i := \sum_{n=0}^{\infty} \chi_{\{\omega \in \Omega | N(\omega) = n\}}\sum_{i=1}^n X_i

zu berechnen. Wobei N und Xi Zufallsvariablen sind, welche ein kollektives Modell bilden und χ die charakteristische Funktion bezeichnet.

Der Algorithmus wurde in einem Paper von Harry Panjer erstmals veröffentlicht [1]. Er wird im Aktuariat häufig benutzt.

Inhaltsverzeichnis

Vorbedingungen

Wir sind an der speziellen zusammengesetzten Zufallsvariablen S = \sum_{i=1}^N X_i interessiert, wobei N und Xi die folgenden Vorbedingungen erfüllen müssen:

Schadenanzahlverteilung

N "Schadenanzahlverteilung", d.h. N \in \mathbb{N}_0. N\, ist unabhängig von X_i\,.

Weiterhin muss N ein Element der Panjer Klasse sein. Die Panjer Klasse besteht aus allen Zähl-Zufallsvariablen, welche die folgende Relation erfüllen: p_k= \left(a + \frac{b}{k}\right) \cdot p_{k-1},~~k \ge 1. für a und b mit a+b \ge 0. der Wert p_0\, wird so bestimmt, dass \sum_{k=0}^\infty p_k = 1.

Sundt bewies im Paper [2] dass nur die Binomialverteilung, die Poisson-Verteilung und die Negative Binomialverteilung in der Panjer Klasse liegen. Sie haben die Parameter und Werte wie in der folgenden Tabelle beschrieben, wobei W_N(x)\, die Wahrscheinlichkeitserzeugende Funktion beschreibt.

Verteilung P[N = k] a b p0 WN(x) E[N] Var(N)
Binomial \binom{n}{k} p^k (1-p)^{n-k}   \frac{p}{p-1}  \frac{p(n+1)}{1-p}  (1-p)^n\,  (px+(1-p))^{n}\,  np\,  np(1-p)\,
Poisson  e^{-\lambda}\frac{ \lambda^k}{k!}  0\,  \lambda \,  e^{- \lambda}\,  e^{\lambda(x-1)}\,  \lambda \,  \lambda\,
Negative Binomial  \frac{\Gamma(r+k)}{k!\,\Gamma(r)}\,p^r\,(1-p)^k  1-p\,  (1-p)(r-1)\,  p^r\,  \left( \frac{p}{1 - x(1-p)}\right) ^r \,  \frac{r(1-p)}{p} \,  \frac{r(1-p)}{p^2} \,

Einzelschadenverteilung

Wir nehmen an, dass X_i\, gleich verteilte unabhängige Zufallsvariablen sind welche unabhängig von N\, sind. Weiterhin muss X_i\, auf einem Gitter h \mathbb{N}_0 mit Gitterlänge h>0\, verteilt sein.

f_k = P[X_i = hk].\,

Rekursion

Der Algorithmus gibt eine Rekursion um die Wahrscheinlichkeiten g_k =P[S = hk]\, zu berechnen.

Der Startwert ist: g_0 = W_N(f_0)\,

mit den Spezialfällen
g_0=p_0\cdot \exp(f_0 b)\text{ für }a = 0,\,
und
g_0=\frac{p_0}{(1-f_0a)^{1+b/a}}\text{ für }a \ne 0,

die nachfolgenden Werte können folgendermaßen berechnet werden:

g_k=P[S = hk] = \frac{1}{1-f_0a}\sum_{j=1}^k \left( a+\frac{b\cdot j}{k} \right) \cdot f_j \cdot g_{k-j}.

Beispiel

Das Beispiel zeigt die approximierte Dichtefunktion von \scriptstyle S \,=\, \sum_{i=1}^N X_i wobei \scriptstyle N\, \sim\, \text{NegBin}(3.5,0.3) und \scriptstyle X \,\sim \,\text{Frechet}(1.7,1). Die Einzelschadenverteilung wurde mit einer Gitterbreite h = 0.04. diskretisiert (Siehe auch Fréchetverteilung.)

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Literatur

  • Schmidt, Klaus D.: Versicherungsmathematik, Springer Dodrecht Heidelberg London New York 2009, ISBN: 978-3-642-01175-7

Siehe auch

Referenzen

  1. Harry H. Panjer: Recursive evaluation of a family of compound distributions.. (PDF) In: International Actuarial Association (Hrsg.): ASTIN Bulletin. 12, Nr. 1, 1981, S. 22–26.
  2. B. Sundt and W. S. Jewell: Further results on recursive evaluation of compound distributions. (PDF) In: International Actuarial Association (Hrsg.): ASTIN Bulletin. 12, Nr. 1, 1981, S. 27–39.

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