在本节中,我们拟将式推广至二维更新风险模型,也就是说研究二维额度相依更新风险模型中索赔向量和的精细大偏差。注3.2 定理3.1在允许索赔与索赔发生时间间隔相依的条件下给出了总索赔额向量的精细大偏差公式,在一定程度上推广了定理2.5。......
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在互联网金融高速发展的今天,当一个P2P平台暴雷后,由个人借款保证险导致的索赔就会蜂拥而至,而这类索赔在平台发展的前期可能几乎不发生,这就说明对这类保险业务而言,索赔要么不发生,要么就是一下子聚集很多索赔,显然已不符合平稳发生的规律。从随机过程的角度来说,计数过程N(t)中的{θk;k≥1}可能未必是平稳和遍历的。
众所周知,Poisson过程和更新过程下的索赔都是平稳发生的。Hawkes(1971)提出了一类用于描述具有聚集效应的事件发生的线性Hawkes过程,其强度函数为
鉴于此,本节拟对额度相依风险模型在索赔非平稳发生的情况下构建精致大偏差公式。首先给出关于{(Xk,θk);k≥1}的一些假设。
假设I 对于随机对序列{(Xk,θk);k≥1},存在一个期望有限的非负随机变量θ*,对每个k≥1和所有较大的x>0,都可以使θk在(Xi>x)的条件下被θ*随机控制;也就是说,存在某个x0>0,使得对所有的x>x0和t∈[0,∞)都有
当随机变量不是i.i.d.时,某些常用的指数不等式将不再适用,因此需要一些别的工具。鉴于大偏差理论在尾概率估计上的优势(具体参见Dembo和Zeitouni(1998)),我们先对其做一个介绍。Hausdorff拓扑空间Z上的概率测度序列{μn,n∈N}满足速率函数为I:X→R的大偏差性质(LDP),即对任意可测集A,有
当N(t)不是更新过程时,{θk;k≥1}也许就不是i.i.d.随机变量序列了。由于LDP常常可以提供一些有用的指数不等式,因此自然而然需要对P(N(t)/t∈·)建立LDP。下一个假设就是关于计数过程N(t)。
假设J 对计数过程N(t),有如下假设:
(1)P(N(t)/t∈·)满足速率函数为某个I(·)的LDP,其中I(x)=0当且仅当x=z。
(2)I(x)在[z,∞)上递增,在[0,z]上递减。
(3)对任意的。
注4.1 需要说明的是,假设J并非很强,很多计数过程都满足LDP,比如对前文所讲的线性Hawkes过程,Bordenave和Torrisi(2007)证明了P(N(t)/t∈·)满足LDP且其速度函数为
Daley和Vere-Jones(2003)证明了
这说明线性Hawkes过程满足假设J中的条件(见Zhu(2013))。更多的例子可见Lefevere等(2011),Macci和Pacchiarotti(2015),Zhu(2013)。
我们的主要结论如下。
对于所有x≥γt一致成立;也就是说
注4.2 定理4.1在允许索赔与其发生等待时间相依以及索赔非平稳发生的条件下,展示了索赔聚合过程的精致大偏差公式,在一定程度上推广了定理2.5;同时也说明索赔的非平稳发生对{S(t);t≥0}的精致大偏差几乎没有影响。
如果N(t)是一线性Hawkes过程,立即有如下的结论。
推论4.1 考虑模型(4.1),其中索赔与其发生等待时间{(Xk,θk);k≥1}满足假设I,N(t)是一线性Hawkes过程。如果F∈C,0<EX1=μ<∞,Xi与θj(i≠j)相互独立,则对任意固定的γ>0,当t→∞时,
对于所有x≥γt一致成立。
显然,{N(i)(t);t≥0}也是一计数过程,且{N(i)(t);t≥0}的分布通过事件(Xi>x)和x相关。我们首先介绍一个跟该计数过程相关的引理。
引理4.1 对任意固定的i∈R,在假设I和J满足的条件下,对每个0<δ<1都有
这就说明(4.3)式成立。引理4.1得证。
接下来我们开始证明定理4.1。
定理4.1的证明 在下文中,所有的极限关系都是当t→∞时,对所有x≥γt一致成立。为证定理4.1,只需证明
和
成立即可。
我们首先证明渐近上界。对任意小的0<δ<1,我们有
P(S(t)-μzt>x)=P(S(t)-μzt>x,N(t)≤(1+δ)zt)
其中在最后一步中对x≥γt使用了x+μzt-μ[(1+δ)zt]≥(1-δμz/γ)x这一性质。同时,存在着某个正常数C使得
其中在第四步中利用了(4.4)式,在最后一步中利用了假设J中的(iii)。由此再结合(4.8)式即可推出P2=o(1)¯F(x)。因此,由F∈C和δ的任意性可知
从而说明(4.6)式成立。
接下来我们证明渐近下界。对充分小的0<δ<1和ν>1,我们有
再结合引理4.1即得
至于P4,交换求和顺序后可得
显然,根据(4.10)式、(4.11)式以及δ的任意性和F∈C就可推出(4.7)式成立。定理4.1证毕。
注4.3 本节的主要结果及证明源自Fu和Li(2018)。
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