96
ISSN 1812-3368. Вестник МГТУ им. Н.Э. Баумана. Сер. “Естественные науки”. 2012
2
2
2
0
exp
exp
(
)
i
i
y
y y d
M
θ
θ
δ
θ
θ
θ
θ
⎛ ⎞ ⎛ ⎞
⎛ ⎞ ⎛ ⎞
= −
=
⎜ ⎟ ⎜ ⎟
⎜ ⎟ ⎜ ⎟
⎝ ⎠ ⎝ ⎠
⎝ ⎠ ⎝ ⎠
(
)
2
2
2
2
exp
Γ(3)
exp
2
exp
1 ,
i
i
i
i
M
θ
θ
θ
θ
δ
θ
θ
θ
θ
⎛ ⎞
⎛ ⎞
=
=
− −
⎜ ⎟
⎜ ⎟
⎝ ⎠
⎝ ⎠
(2)
где
1
0
Γ( )
x
t
x t e dt
− −
=
гамма функция.
Б. Если
2
2
1
(
)
( )
exp
,
2
2
x a
f x
σ
π σ
=
то
2
(
) 1
Φ
;
i
i
i
i
a
a
M a
θ
θ
η
θ
σ ϕ
σ
σ
= − −
+
(3)
2 2
(
)
1
Φ
(
)
i
i
i
i
i
a
a
D a
a
θ
θ
η
θ
σ
σ ϕ
θ
σ
σ
= − +
+
− −
2
2
2 2
(
) 1
Φ
i
i
i
a
a
a
θ
θ
θ
σ ϕ
σ
σ
− −
2(
) 1
Φ
,
i
i
i
a
a
a
θ
θ
θ σ
ϕ
σ
σ
⎞ ⎛
− −
⎟ ⎜
⎠ ⎝
(4)
где
2
1
Φ( )
exp
2
2
x
u
x
du
π
−∞
=
функция распределения стандарт-
ной нормальной случайной величины;
2
1 ( )
exp
2
2
x
x
ϕ
π
=
плотность стандартного нормального распределения.
Утверждение легко доказывается прямым интегрированием
плотности по соответствующей области значений
.
i
η
Учитывая выражения (1), (2), получаем, что среднее и дисперсия
выплат ФКВ компаниям из
i
-
го объединения страховщиков в случае
экспоненциального закона распределения выплат будут соответ-
ственно
0
агро
=1
Π
= CC exp
;
i
i j
i
i
i j
i
i
j
MU
k
ν
μ
μ
0
0
2
агро 2
1
Π
Π
(
CC ) exp 2
2
exp
1 .
i
i j
i j
i
i
i j
i
i
j
i
i
DU
k
k
ν
μ
μ
μ
=
=