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Actuariat en Afrique subsaharienne francophone

Depuis que le blog (ou les précédents) existe, je sais (par les messages que je reçois par courriel) qu’il est beaucoup lu en Afrique (francophone). J’ai reçu avant hier un livre publié par Aymric Kamega et Frédéric Planchet, tiré de la thèse de doctorat d’Aymric (en ligne sur http://halshs.archives-ouvertes.fr/) défendue en décembre dernier. J’étais alors rapporteur extérieur, et j’avais souligné l’intérêt des travaux d’Aymric dans le cadre de la volonté de la CIMA (autorité de contrôle régionale des marchés d’assurance pour l’Afrique subsaharienne francophone) de fournir aux assureurs de la région des outils adaptés. En particulier des tables de mortalité d’expérience, propres à la région. En effet, (comme le rappelle Aymric), , suite aux états généraux (de l’assurance vie)  en 2007, le principe de la construction de tables de mortalité d’expérience a été adopté en remplacement des tables de mortalité de la population générale française entre 1960 et 1964 (tables dites PM 60-64 et PF 60-64) jusqu’alors imposées. Aymric avait travaillé sur ce sujet, et a soutenu une thèse de doctorat qui avait fait l’unanimité. J’avais pris beaucoup de plaisir à lire la thèse, j’en pense que j’en aurais à lire le livre (disponible sur le site de l’éditeur http://seddita.com/).

Hypothèse d’indépendance en assurance

Il y a deux semaines, j’ai reçu un mail dans ma boite à l’ensae (que je consulte rarement) qui posait une vraie question. “Pour le modèle de risque collectif : S=X1+X2+…+XN. On suppose que les Xi et N sont indépendants (montant de sinistres et nombre de sinistres). Question : Dans la pratique (par exemple : assurance automobile), comment peut-on expliquer cette indépendance.

Sur la forme de la question, on mélange un peu théorie et pratique: c’est la théorie qui impose cette hypothèse, et effectivement, il convient de la confronter à la pratique afin d’utiliser les résultats qui découlent du modèle collectif (en particulier en terme de solvabilité, j’en parlerai à la fin). Mais cela pose toutefois une question très intéressante.

Pour rappels, cette hypothèse a été faite par Filip Lundberg quand il a proposé les premiers résultats  en 1903 (voire plus tôt), à l’époque où l’étude des processus était assez peu développée… Charles Spearman n’a introduit sa mesure de corrélation qu’en 1904, par exemple (même si on peut trouver des choses chez Francis Galton en 1888, puis chez Karl Pearson en 18921). Autrement dit, le premier modèle reposait sur les hypothèses les plus simples possibles (pour l’époque). Depuis, l’étude des processus ponctuels s’est beaucoup développée, et énormément de résultats ont été obtenus. Autrement dit, il existe des résultats théoriques permettant de s’affranchir de cette indépendance.

Petite remarque en passant, dans les livres avec Michel Denuit, on avait insisté longuement sur cette hypothèse d’indépendance… et c’est précisément sur ce point que Claude Bébéar avait ouvert la préface (ici) et qu’Hans Bühlmann avait clôturé la postface (). C’est d’ailleurs Hans Bühlmann qui notait en 1963 que “the independence hypothesis is so common to be made that many authors forget to mention it“.
Pour être un peu complet, il y a trois indépendances distinctes dans les hypothèses du modèle collectif:

  • d’indépendance entre les arrivées des sinistres, on parle plus proprement d’hypothèse d’un processus de Poisson homogène (les durées entre survenances suivent des lois exponentielles indépendantes),
  • d’indépendance entre les coûts (individuels) des sinistres,
  • d’indépendance entre les coûts de sinistres, et les arrivées.

C’est surtout la première hypothèse qui a été relâchée. On retrouvera des exemples dans les papiers suivants

  • Malinovskii, V.K. (1998). Non-Poissonian claims’ arrivals and calculation of the probability of ruin. Insurance: Mathematics and Economics, 22, 2, 123-138.
  • Gyllenberg, M. & Silvestrov, D.S. (2000). Cramer-Lundberg approximation for nonlinearly perturbed risk processes. Insurance: Mathematics and Economics, 26, 1, 75-90.

Sur les aspects pratiques, on peut retrouver ce phénomène en particulier sur les catastrophes naturelles qui sont très cycliques. L’exemple le plus connu et le plus étudié est les ouragans,

  • Parisi, F. & Lund, R. (2000). Seasonality and return periods of landfalling Atlantic basin hurricanes. Australian and New Zealand Journal of Statistics, 42, 3, 271-282.

Mais on a la même chose en assurance auto, à cause de la pluie et du brouillard (en France en tous cas2).
Pour la seconde, on peut trouver des choses dans les derniers papiers de Stéphane Loisel (ici).
Mais c’est le dernier point qui était évoqué, et seulement celui là… Avec la même dichotomie que tout à l’heure, on trouve des résultats théoriques, en particulier dans les papiers d’Hansjorg Albrecher

  • Albrecher, H. & Boxma, O.J. (2004). A ruin model with dependence between claim sizes and claim intervals. Insurance: Mathematics and Economics, 35, 2, 245-254.

Sur les aspects pratiques, l’exemple le plus classique et le plus étudié est celui des tremblements de terre. Pour faire très simple, un tremblement de terre est causé par une accumulation d’énergie: plus on attend, plus le tremblement de terre risque d’être important. Bref, d’un point de vue pratique, cette hypothèse peut être délicate à supposer. On avait utilisé un modèle ACD avec un processus marqué dans le cas des crues de rivières par exemple, dans un papier avec David Sibaï (ici). On modélisait un processus joint prenant en compte les durées des crues, les durées entre crue, et les importances des crues. Là aussi, intensités et durées ne sont pas indépendant.

Mais au delà de l’explication, il faut aussi – peut être – essayer de tester cette indépendance. Si quelqu’un a des données ou des résultats sur ce sujet, je suis preneur.

Pour conclure, je dirais que cette hypothèse d’indépendance est fondamentale. Si on la supprime, on peut perdre beaucoup de résultats classiques, sur la solvabilité par exemple. Pour reprendre une idée commune partagée par beaucoup de monde, dans l’Encyclopaedia of Financial Engineering and Risk Management, (ici) on apprend que “reinsurance is able to offer additional underwriting capacity for cedants, but also to reduce the probability of a direct insurer’s ruin“. En fait, ce résultat devient faux si l’on supprime cette hypothèse d’indépendance: on peut augmenter la probabilité de ruine en se réassurance ! La réassurance diminue alors la solvabilité de la compagnie d’assurance (ou tout du moins peut le faire). C’est dans un papier que j’ai soumis récemment, je garde donc tout ça pour un billet dans les mois à venir… à suivre donc.

1 Sur la corrélation de Pearson – que j’ai beaucoup critiqué sur ce blog – je renvoie à un très beau papier que je viens (seulement) de découvrir, de Joseph Rodgers et Alan Nicewander, intitulé Thirteen Ways to Look at the Correlation Coefficient (ici)
2 Si quelqu’un a des données pour illustrer ce point, je suis preneur !

Une motivation supplémentaire pour suivre les cours d’actuariat ?

avec quelques jours de retard, un extrait du Nouvel Obs du début du mois.

Même si nous n’avons pas l’accord de l’Institut des Actuaires pour délivrer le titre d’actuaire, le Master Statistique & Econométrie offre une formation poussée en méthodologie statistique et économétrique, avec 2 gros cours d’assurance… ce qui devrait intéresser les compagnies et mutuelles d’assurance. En tous cas la demande est là semble-t-il. Moralité,

Dernier billet sur l’assurance vie (a priori)

Afin de rappeler ce que nous avons vu en TD jeudi dernier, je mets un petit billet pour rappeler les trois techniques de calcul de PM. Pour une temporaire décès, sur n années, on a

  • la méthode prospective, i.e. sur la période [k,n], ce qui s’écrit
ou encore
  • la méthode rétrospective, i.e. sur la période [0,k] – on se place en 0 puis on “actualise”, soit
  • la méthode itérative, i.e. on étudie la variation de PM, entre k-1 et k, en se plaçant en k-1, puis en “actualisant”. On a
Pour un autre exemple (assurance combinant une rente viagère en cas de vie et un capital décès), je renvoie au dernier TD.

Calcul (pratique) de la provision mathématique

Nous verrons mercredi comment calculer une provision mathématique (i.e. la PM) pour un contrat d’assurance temporaire décès. Les calculs suivants sont fait sous Excel, avec un assuré de 20 ans, un durée contractuelle de 25 ans, une prime payée annuellement et un taux d’actualisation de 3,5%.

On pourra alors utiliser cette feuille de calcul pour regarder l’évolution de la PM en fonction de l’âge de l’assuré, ou du taux d’actualisation.

Sinon il est aussi possible d’utiliser R pour faire des formules de calcul plus générales, et plus simples. Par exemple, pour calculer un VAP sous R, on peut utiliser un code de la forme suivante

> capital=c(100,100,125,125,150,150); n=length(capital) 
> taux=0.035; x=45 
> (capital.act=capital*(1/(1+taux))^(1:n)) 
[1] 96.61836 93.35107 112.74284 108.93028 126.29598 122.02510 
> Lx=read.table("https://perso.univ-rennes1.fr/arthur.charpentier/TV8890.csv",header=TRUE,sep=";") 
> (PROBA=Lx[((Lx[,1]>x)*(Lx[,1]<=(x+n)))==1,2]/Lx[(Lx[,1]==x)==1,2]) 
[1] 0.9980581 0.9960128 0.9938849 0.9915814 0.9890714 0.9863444 
> (FluxVAP=capital.act*PROBA) 
[1] 96.43073 92.97886 112.05341 108.01324 124.91573 120.35877 
> (VAP=sum(FluxVAP)) 
[1] 654.7507