【VIP专享】第四章----生命表47课件

1、第四章 生命表第一节 生命表函数 人类的生存死亡是怎样一个存在规律，在历史上不少学者进行探讨，其目的并不是为了保险。有关寿命分布的参数模型 De Moivre模型(1729) Gompertze龚珀兹模型(1825)有关寿命分布的参数模型 Makeham模型(1860)Weibull模型(1939)参数模型的问题 至今为止找不到非常合适的寿命分布拟合模型。这四个常用模型的拟合效果不令人满意。 使用这些参数模型推测未来的寿命状况会产生很大的误差。 寿险中通常不使用参数模型拟合寿命分布，而是使用非参数方法确定的生命表拟合人类寿命的分布。 在非寿险领域，常用参数模型拟合物体寿命的分布。生命表基本函数

2、lx：存活到确切整数年龄x岁的人口数，x=0,1,-1。 ndx：在xx+n岁死亡的人数，当n=1时，简记为dxnqx：x岁的人在xx+n岁死亡的概率，当n=1时，简记为qx生存分布一、新生儿的生存函数二、x岁余寿的生存函数三、死亡力四、整值平均余寿与中值余寿F(x)：新生儿未来存活时间（新生儿的死亡年龄）为x的分布函数。s(x)：生存函数，它是新生儿活到x岁的概率，以概率表示为xp0。 新生儿在xz岁间死亡的概率，以概率的方式表示为：新生儿的生存函数概念解释：1生存函数s(x)（1）定义：假设某一新生婴儿群体的死亡年龄X的分布函数为F(x)，则s(x)=1F(x)称为该新生婴儿的生存函数，即

3、： s(x)=1F(x) =Pr(Xx) =Pr新生儿在 x 岁之后死亡 =Pr新生儿在 x 岁时仍然活着x岁余寿的生存函数以（x）表示年龄是x岁的人，（x）的余寿以T(x)表示x岁的人在t时间内存活的概率 tpx 当x=0时，T(0)=X ，正是新生儿未来余寿随机变量。x岁的人在t时间内死亡的概率tqxx岁余寿的生存函数考虑x岁的人的剩余寿命时，往往知道这个人已经活到了x岁 ，tqx实际是一个条件概率x岁的人在x+tx+t+u的死亡概率 ，以概率的方式表示为： x岁余寿的生存函数 整值剩余寿命定义： 未来存活的完整年数，简记概率函数 2死力（1）定义：达到x岁的人中，在一瞬间里死亡的人所占的

4、比率，记为x：死亡效力与生存函数的关系含义： 死力死亡效力与密度函数的关系死亡效力表示剩余寿命的密度函数死亡力下x岁期望剩余寿命对于x岁期望剩余寿命 ，可以证明： 整值平均余寿 x岁的整值平均余寿是指x岁未来平均存活的整数年数，不包括不满1年的零数余寿，它是整值余寿随机变量K(x)的期望值，以ex表示，第二节生命表的构造人类死亡效力的规律人类死亡效力的规律人类的死亡效力曲线类似于一个两头高、中间低的盆状结构， 被称为“浴盆曲线”。人类的“浴盆曲线”意味着：刚出生的婴儿是脆弱的，死亡效力非常高。这是因为各种先天性的不足都会在这个时期暴露。经过淘汰先天不足的孩子，死亡效力逐渐下降。青壮年时期是人类

5、死亡效力最低的时期。在这段时间里，身体各部位都属于良好运作阶段，身体属于“偶然失效期”。中老年时期属于人类的加速死亡时期。在这段时间里，身体各器官逐渐老化，开始罹患各种疾病。在可靠性理论中，称这段时期为加速失效期。生命表起源生命表的定义生命表是用表格的行使来反映生命的变化规律，又称为死亡表，是一定时期、一定数量的人口从生存到死亡的统计记录。它反映了整数年龄的人在整数年内生存或者死亡的概率分布情况。生命表的发展历史1662年,Jone Graunt,根据伦敦瘟疫时期的洗礼和死亡名单,写过生命表的自然和政治观察。这是生命表的最早起源。1693年，Edmund Halley,根据Breslau城出生

6、与下葬统计表对人类死亡程度的估计，在文中第一次使用了生命表的形式给出了人类死亡年龄的分布。人们因而把Halley称为生命表的创始人。生命表的特点构造原理简单、数据准确（大样本场合）、不依赖总体分布假定（非参数方法）生命表的类型：1、国民生命表和经验生命表。国民生命表是根据全体国民或特定地区的人口统计资料编制的统计表；经验生命表是寿险公司根据被保险人的死亡记录所编制的生命表。国民生命表的资料来源于人口普查和抽样调查，而经验生命表的资料来源于被保险人的统计记录。由于被保险人要经过体检合格才予以承保，所以，国民生命表和经验生命表是有区别的。政府和企业根据国民生命表制订社会保险和退休计划。而保险公司通

7、常使用经验生命表。2、寿险生命表和年金生命表 由于逆选择，选择年金的人一般对身体状况比较乐观，而选择寿险的对身体状况不太乐观，这两类人的死亡率是有明显区别的。寿险公司有必要对两类不同的人分别统计，从而得出寿险生命表和年金生命表。3、男性生命表和女性生命表统计表明,女性的寿命要比男性的高，同年龄的男性死亡率要比女性的高，对于不同性别的统计，就可以得到男性生命表和女性生命表。4、选择生命表和终极生命表由选择期内死亡率构成的生命表称为选择表。选择期之后的死亡统计表成为终极表。编制生命表是以全部人员性别及年龄差别的特殊死亡率为计算依据，并以下列各项假设为基础。1、假设这群人与外界完全隔离，既无迁入的也

8、无迁出者；2、假设该群人同时出生，出生后在无其他人加入；3、同一时刻出生一群人不会在同时全部死亡4、除了婴幼儿阶段的死亡率按月龄与日龄的数据计算，其他各种年龄段死亡率均平均分配与全年各月之间，故一年之中每个月的死亡率大致相同；5、男女分别计算，各不相涉。中国寿险业自从81年恢复人身险业务以来，一直使用日本生命表，并不符合中国的情况，到了1991年，人寿险长期业务承保人数超过8000万，积累了10年的经验数据，92年编制，93年获得批准，94年开始实施，95年完成修正，96年开始实施。1生命表的构成1、年龄 X2、生存人数lx3、死亡人数dx4、生存率5、死亡率6、死力7、平均余命 2 生命表各

9、项之间的关系生命表的构造原理在大数定理的基础上，用观察数据计算各年龄人群的生存概率。（用频数估计频率）常用符号新生生命组个体数：年龄：极限年龄： 个新生生命能生存到年龄X的期望个数： 个新生生命中在年龄x与x+n之间死亡的期望个数：特别：n=1时，记作生命期望值X岁的人在将来可能生存的整数年，叫生命的期望值（平均余命） 。（1）简单生命期望值现年X岁的人一年后，两年后，三年后，生命表末，每人的平均余命（2）完整期望生命值（3）生存人年数Lx：在x岁到x+1岁生存人年数人年数是把所有的人活过的年岁都加总起来。 个新生生命在年龄x至x+t区间共存活年数： 个新生生命中能活到年龄x的个体的剩余寿命总

10、数：例如：lx=10，lx+1=8，甲死亡时间为3月31日，乙死亡时间为6月30日，则Lx=81+10.25+10.5=8.75生命表实例（美国全体人口生命表）年龄区间死亡比例期初生存数期间死亡数在年龄区间共存活年数剩余寿命总数期初存活者平均剩余寿命天0-1.00463100000463273738775873.881-7.00246995372451635738748574.227-28.00139992921385708738585074.38年0-1.0126010000o126098973738775873.881-2.00093987409298694728878573.822-3.

11、00065986486498617719009172.89 “中国人寿保险业经验生命表（2000-2003）”（以下简称新生命表），宣布将于2006年1月1日起正式实施，同时宣布保险公司可选择参照差异化定价。 中国人寿保险业经验生命表（2000-2003）包括非养老金业务男女表和养老金业务男女表共两套四张表，其结构与原生命表相同，但取消了男女混合表。 根据新生命表，本次非养老金业务生命表男性平均寿命为76.7岁，较原生命表提高了3.1岁；女性平均寿命为80.9岁，较原生命表提高了3.1岁。养老金业务生命表男性平均寿命为79.7岁，较原生命表提高了4.8岁；女性平均寿命为83.7岁，较原生命表提

12、高了4.7岁。 保险公司可自行决定采用何种版本的生命表定价，但在进行法定准备金时，则必须采用新生命表。 细看生命表，女性不仅是比男性长寿，在任何一个特定时间，女性的死亡率都要低于男性。 以非养老业务的生命表为例，同样100万刚刚出生的男婴和女婴，能够活到20岁的，男性为99.14万人，女性则为99.45万人；活到40岁的，男性为97.13万人，女性则为98.50万人；活到60岁的，男性为89.17万人，女性则为93.60万人；再看活到80岁的，男性为44.42万人，女性则为46.73万人。当然，死亡率是一个很复杂的问题，健康的确是主因，毕竟伴随年龄上升，男性的死亡率显著高于女性，但是在年轻时候

13、工作危险程度亦不可忽视，考虑到警察、军人、工人等高危人群大量均为男性，男性死亡率高也就不奇怪了。 对男性而言，33周岁、62周岁和84周岁是三个重要的门槛，女性对应的年龄则为43周岁、66周岁和87周岁。以男性为例，33周岁时的当年死亡率由此前的万分之几上升至千分之几，虽然实际上只是由0.09%上升至0.10%， 已知 计算下面各值：（1）（2）20岁的人在5055岁死亡的概率。【例题】用某公司的经验生命表男表计算以下概率：1、（30）活过20年的概率，2、（35）在45岁前死亡的概率3、（40）活过10年在其后一年死亡的概率4、（40）岁活过55岁，在60岁死亡的概率查表计算得：选择-终极生

14、命表选择-终极生命表构造的原因需要构造选择生命表的原因：刚刚接受体检的新成员的健康状况会优于很早以前接受体检的老成员。 例如一位30岁的被保险人于当年投保，其死 亡率必然小于在29岁时投保的30岁时的被保险人。需要构造终极生命表的原因：选择效力会随时间而逐渐消失根据选择效力消失以后的经验资料来编制的生命表，称为终极生命表。选择-终极生命表的使用包括了各种死亡统计，即根据发行保单后的起初数年以及以后各年间的死亡记载编制而成。选择-终极表实例x选择表终极表70.0175.0249.0313.0388.0474.05457571.0191.0272.0342.0424.0518.05967672.0

15、209.0297.0374.0463.0566.06527773.0228.0324.0409.0507.0620.07147874.0249.0354.0447.0554.0678.07817975.0273.0387.0489.0607.0742.08558076.0298.0424.0535.0664.0812.09368177.0326.0464.0586.0727.0889.102482该表的选择期是5年，即从选择年龄往后5年以内必须承认选择的影响，采用选择表中的死亡率。例如选择年龄在74岁的人在78岁的死亡率0.0678，从选择年龄经过5年以后就不再计选择的影响，只能采用终极表中的

16、死亡率。例如选择年龄分别为70岁，71岁，72岁的人，在78岁的死亡率均为0.0714该表的选择期是5年，即从选择年龄往后5年以内必须承认选择的影响，采用选择表中的死亡率。例如选择年龄在74岁的人在78岁的死亡率0.0678，从选择年龄经过5年以后就不再计选择的影响，只能采用终极表中的死亡率。例如选择年龄分别为70岁，71岁，72岁的人，在78岁的死亡率均为0.0714【例题】在选择期为三年的选择-终极生命表研究中，已知:(1)xqxqx+1qx+2qx+3x+3600.090.110.130.1563610.100.120.140.1664620.110.130.150.1765630.12

17、0.140.160.1866640.130.150.170.1967（2）李先生于2000年1月1日投保，投保时的年龄刚好为为60岁；（3）P表示李先生从2001年1月1日活过2008年1月1日的概率。P=7p60+1=(p60+1)(p60+2)(p63)(p64)(p65)(p66)(p67) =(1q60+1)(1q60+2)(1q63)(1q64)(1q65)(1q66)(1q67) =0.890.870.850.840.830.820.81=0.3047例假定有两位老人今年都是65岁。甲老人是今年刚刚体检合格购买的保险，乙老人是10年前购买的保险，至今仍在保障范围内。使用上面给出的选

18、择终极生命表估计两位老人分别能活到73岁的概率。 甲老人的生命表轨迹甲老人由于刚进入保障范围，所以前5年使用死亡率相对较小的选择生命表，五年选择期满回归到终极生命表。x选择表终极表64.0249.0354.0447.0554.0678.07816965.0273.0387.0489.0607.0742.08557066.0298.0424.0535.0664.0812.09367167.0326.0464.0586.0727.0889.102472乙老人的生命表轨迹x选择表终极表60.0175.0249.0313.0388.0474.05456561.0191.0272.0342.0424.0

19、518.05966662.0209.0297.0374.0463.0566.06526763.0228.0324.0409.0507.0620.07146864.0249.0354.0447.0554.0678.07816965.0273.0387.0489.0607.0742.08557066.0298.0424.0535.0664.0812.09367167.0326.0464.0586.0727.0889.102472解:则甲老人能活到73岁的概率为 则乙老人能活到73岁的概率为 有关分数年龄的假设 使用背景:生命表提供了整数年龄上的寿命分布,但有时我们需要分数年龄上的生存状况,于是我们通常依靠相邻两个整数生存数据,选择某种分数年龄的生存分布假定， 估计分数年龄的生存状况基本原理:插值法常用方法均匀分布假定(线性插值)常数死亡力假定(几何插值)Balducci假定(调和插值)三种假定均匀分布假定(线性插值)常数死亡力假定(几何插值)Balducci假定(调和插值)分数期死亡均匀分布的生存函数图示三种假定下生存函数比较