Интерполяция таблиц смертности для дробных возрастов

Реальные статистические данные доступны для округленного времени жизни. Это связано как с удобством сбора информации, так и с традиционной формой их представления в таблицах смертности. Следовательно, возникает обратная задача определения непрерывных характеристик Тх, если известны дискретные характеристики, которая может рассматриваться как задача интерполяции. При этом достаточно интерполировать только функцию выживания.

В актуарной математике эта проблема решается на основе выдвигаемой гипотезы о виде функций выживания между узлами интерполяции. Рассмотрим три таких гипотезы:

• — равномерное распределение смертей;
• — постоянная интенсивность смертности;
• — предположение Балдуччи.

Равномерное распределение смертей

Самой простой является интерполяция линейными функциями.

Основные предположения гипотезы — линейность функции дожития между двумя соседними точками (узлами интерполяции) — пи (и+ 1).

(7.72).

(7.73).

(7.74).

Таким образом, на отрезке ? < х < п +1 функция s® приближается линейной функцией.

(7.75).

Записывая х в виде х = п + t, где 0 < t < 1, этой формуле можно придать вид.

(7.76).

Для плотности f (x) получаем.

(7.77).

Соответственно для интенсивности смертности ?? имеем.

(7.78).

С помощью величины эту формулу можно переписать в виде.

(7.79).

или (7.80).

Рассматриваемое приближение имеет возрастание интенсивности смертности между узлами интерполяции. В целочисленных точках плотность /(.г) и интенсивность смертности ?, не определены.

Одно из важных следствий предположения заключается в следующем.

Для целого п и (0; 1) вероятности смерти лица возраста п в течение дробного временного интервала t равна:

(7.81).

Для целого п и вероятность смерти:

(7.82).

Таким образом, в предположении о линейной интерполяции функции выживания вероятность смерти в течение части года пропорциональна длине этой части.

Постоянная интенсивность смертности

Основное предположение гипотезы — постоянство силы смертности на интервале :

Поскольку -1п (5(х)) '= -??, это условие равносильно экспоненциальному характеру развития S (x) на

Интерполируем функцию выживания s (x) экспоненциальной функцией.

(7.83).

Можно определить а" и Ьп:

(7.84).

(7.85).

где величина.

определена нами ранее как вероятность того, что человек в возрасте п лет проживет еще по меньшей мере один год. Таким образом,.

(7.86).

Записывая хв виде х = п +1, где 0 < t < 1, можно получить:

(7.87).

А так как 5(n + t)/S (n) = , рп, это дает важную формулу для расчета вероятности дожития до любого дробного возраста (х = п + t) согласно выдвинутой гипотезе:

(7.88).

Для плотности f (x) это приближение дает:

(7.89).

Для интенсивности смертности ??:

(7.90).

Это подтверждает, что рассматриваемой интерполяции соответствует предположение о постоянной интенсивности смертности между двумя днями рождения.

Предположение Балдуччи

Предположение Балдуччи (Balducci), в отличие от предположения о равномерном распределении смертей, линейными на участке хе [и; п + 1] функциями интерполирует 1/5(.т). Это приводит к следующим формулам:

(7.91).

(7.92).

Отсюда можно получить формулу для х (.т) на отрезке п < х < п +1.

(7.93).

где вероятности р" и qn определены как вероятность того, что человек в возрасте п лет проживет еще по меньшей мере один год, и вероятность того, что человек в возрасте п лет умрет на протяжении этого года, соответственно.

Для плотности /(.г) это приближение дает.

(7.94).

Соответственно для интенсивности смертности рг имеем следующее приближение:

(7.95).

Предположение Балдуччи влечет убывание интенсивности смертности между узлами интерполяции.

Если в формуле (7.93) разделить левую и правую части на s (n), то получим:

или.

(7.96).

Одно из важных следствий предположения Балдуччи заключается в следующем:

(7.97).

Итак, согласно гипотезе Балдуччи вероятность смерти до очередного дня рождения пропорциональна времени до этого дня рождения.

ПРИМЕР 7.13

Вероятность умереть для мужчины 60 лет в течение года равна 0,23 196. Аналогичная вероятность для мужчины 61 года равна 0,21 139 (по данным приложения 10). Определите вероятность того, что 60-летний мужчина умрет в возрасте от 60,5 до 61,5 лет, в предположении Балдуччи.

Решение

Для решения задачи необходимо воспользоваться формулой (7.51):

Таким образом, следует найти функции выживания для дробного числа возрастов. Возникает задача аппроксимации, которая решается исходя из различных предположений распределения смертей. По условию необходимо использовать гипотезу Балдуччи.

Воспользуемся формулой (7.93):

Тогда.

Так как то.

Ответ: в предположении Балдуччи вероятность того, что 60-летний мужчина умрет в возрасте от 60,5 лет до 61,5 лет, равна 0,0219.