Etude des marchés d'assurance non-vie à l'aide d'équilibres de ...
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tel-00703797, version 2 - 7 Jun 2012<br />
Dans un tel modèle, une copule archimédienne se cache entre les montants <strong><strong>de</strong>s</strong> sinistres.<br />
En effet, la probabilité <strong>de</strong> sur<strong>vie</strong> est donnée par<br />
Par conséquent,<br />
P (X1 > ¯ F −1<br />
X (u1), . . . , Xn > ¯ F −1<br />
X (un)) =<br />
P (X1 > x1, . . . , Xn > xn|Θ = θ) =<br />
+∞<br />
0<br />
n<br />
e −θxi .<br />
i=1<br />
e −θ n<br />
i=1 ¯ F −1<br />
X (ui) dFΘ(θ) = LΘ<br />
n<br />
i=1<br />
¯F −1<br />
X (ui)<br />
où LΘ est la transformée <strong>de</strong> Laplace <strong>de</strong> la variable aléatoire Θ et ¯ FX la fonction <strong>de</strong> sur<strong>vie</strong><br />
<strong>de</strong> X. Il est facile d’i<strong>de</strong>ntifier une structure archimédienne avec un générateur φ(t) = L −1<br />
Θ (t).<br />
Néanmoins, la dépendance a lieu sur la copule <strong>de</strong> sur<strong>vie</strong>, c’est <strong>à</strong> dire sur la fonction C(u)<br />
définie par<br />
P (U1 > u1, . . . , Un > un) = C(u1, . . . , un).<br />
Albrecher et al. (2011) donnent trois résultats explicites <strong>de</strong> probabilités <strong>de</strong> ruine pour trois<br />
lois. Par exemple, lorsque Θ est une loi gamma Ga(α, λ), alors on a<br />
ψ(u) =<br />
γ(α − 1, θ0λ)<br />
Γ(α)<br />
+ λα θ0<br />
Γ(α) eθ0u Γ(α − 1, θ0(λ + u))<br />
×<br />
(λ + u) α−1 ,<br />
où Γ(., .) est la fonction gamma incomplète supérieure. En utilisant un développement asymptotique<br />
<strong>de</strong> cette fonction, voir par exemple Olver et al. (2010), on obtient<br />
γ(α − 1, θ0λ)<br />
ψ(u) = +<br />
Γ(α)<br />
λαθ0 Γ(α) eλθ0<br />
<br />
1 1<br />
+ o .<br />
λ + u u<br />
Cette formule laisse entrevoir une nouvelle forme d’asymptotique du type A + B/u + o(1/u).<br />
En effet, le chapitre 4 va montrer que cette forme asymptotique est valable quelque soit la loi<br />
pour Θ. Ce chapitre traitera en profon<strong>de</strong>ur les asymptotiques <strong>de</strong> la probabilité <strong>de</strong> ruine ψ(u)<br />
lié <strong>à</strong> ce modèle <strong>de</strong> dépendance.<br />
Le modèle <strong>de</strong> risque en temps discret<br />
Nous considérons une version discrète du processus <strong>de</strong> risque présenté jusqu’<strong>à</strong> présent. Le<br />
modèle <strong>de</strong> ruine en temps discret, introduit par Gerber (1988), suppose que les primes, les<br />
sinistres et les arrivées sont <strong>à</strong> valeurs discrètes. Par changement <strong>de</strong> l’échelle <strong>de</strong> temps, nous<br />
supposons générallement que les primes sont normées <strong>à</strong> 1. Le processus <strong>de</strong> risque est le suivant<br />
Ut = u + t −<br />
t<br />
Xi,<br />
où les montants <strong><strong>de</strong>s</strong> sinistres sont <strong>à</strong> valeurs entières et la condition <strong>de</strong> profit net E(X) < 1.<br />
Le modèle le plus simple considère <strong><strong>de</strong>s</strong> montants <strong>de</strong> sinistres indépendants et i<strong>de</strong>ntiquement<br />
distribués.<br />
Gerber (1988) considère la ruine comme le premier instant t où le processus (Ut)t atteint<br />
0. C’est <strong>à</strong> dire<br />
ψG(u) = P (inf(t ∈ N + , Ut ≤ 0) < +∞|U0 = u).<br />
i=1<br />
<br />
,<br />
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