Modelul Unifactorial

MODELUL UNIFACTORIAL

În tabelul ce urmeaza sunt prezentate date cu privire la Primele Totale de Asigurare achitate de către asiguraţi şi Despăgubirile de Asigurare achitate de către asigurători în perioada anilor 2004-2011. Informaţia este preluata de pe site-ul oficial al Comisei Naţionale a Pieţei Financiare www.cnpf.md .

Ţin sa menţionez ca analizînd evoluţia primelor de asigurare încasate în perioada examinata a fost în continuă creştere, aceasta generînd increderea populaţiei în sistemul de asigurare naţional şi în special în companiile de asigurare.

În tabelul de mai jos este prezentată informaţia trimestrială cu privire la primele de asigurare încasate şi despagubirile achitate de către companiile de asigurare din Moldova în perioada 2004-2011 :

Perioada

(trimestre) Prime de asigurare încasate Despăgubiri de asigurare achitate

I 2004 79 18

II 2004 84 24

III 2004 103 29

IV 2004 113 30

I 2005 88 22

II 2005 101 23

III 2005 108 34

IV 2005 106 42

I 2006 117 38

II 2006 143 45

III 2006 150 52

IV 2006 148 55

I 2007 150 45

II 2007 172 52

III 2007 190 57

IV 2007 212 21

I 2008 426 123

II 2008 92 38

III 2008 115 37

IV 2008 200 71

I 2009 178 66

II 2009 201 71

III 2009 214 76

IV 2009 220 86

I 2010 192 76

II 2010 246 79

III 2010 251 87

IV 2010 225 80

I 2011 212 89

II 2011 254 83

TOTAL 5090 1649

Tabelul 1.1: Date initiale privind marimea primelor incasate si a despagubirilor achitate de companiile de asigurari in

perioada 2004 -2011

Se cere:

1. Să se verifice ipotezele de fundamentare a metodei celor mai mici pătrate;

2. Să se estimeze pentru urmatoarea perioadă valorile variabilei rezultative dacă se presupune că vor

creşte de doua ori ca media lor;

3. Analiza capacităţii de prognoză a modelului.

Rezolvare:

1.Verificarea ipotezelor de fundamentare a metodei celor mai mici pătrate:

IPOTEZA 1

Conform Ipotezei 1, variabilele observate nu sunt afectate de erori de mãsurã.

Aceastã ipoteză se poate verifica cu ajutorul următoarelor relaţii:

unde:

•

•

•

•

169.66-3*71,99< <169.66+3*71.99 -46.32< <385.65 (adevarat)

54.96-3*25.75< <54.96+3*25.75 -22.29< <132.23 (adevarat)

deci: Ipoteza I se accepta fara rezerve

IPOTEZA 2

Valorile variabilei reziduale se vor calcula conform formulei:

18 26.05 -8.05 64.87

24 27.65 -3.65 13.31

29 33.71 -4.71 22.14

30 36.89 -6.89 47.52

22 28.92 -6.92 47.93

23 33.07 -10.07 101.36

34 35.30 -1.30 1.69

42 34.66 7.34 53.85

38 38.17 -0.17 0.03

45 46.46 -1.46 2.12

52 48.69 3.31 10.96

55 48.05 6.95 48.28

45 48.69 -3.69 13.61

52 55.70 -3.70 13.71

57 61.44 -4.44 19.72

21 68.45 -47.45 2251.94