2023年精算師考試《精算模型》真題模擬匯編（共100題）

（單選題）（單選題）（單選題）（單選題）2023年精算師考試《精算模型》真題模擬匯編（共100題）1、 已知，則心qs分別在死亡時間均勻分布假設、死亡力恒定假設和Balducci假設下概率值之和為（ ）。（單選題）0.3150450.3151270.3152690.3152980.315312試題答案：B2、 對于總損失模型，巳知X.（i=l,2,…）相互獨立，X,的概率分布為:P（X,=l）=0.2,P（X,=,2）=0.8,其中，隨機變量N在A=X的條件下服從參數(shù)為人的泊松分布。隨機變量A服從期望為p的泊松分布。已知A、N與個體索賠額Xi獨立，Var（S）=10,則p=（ ）.（單選題）TOC\o"1-5"\h\z1.11.21.31.41.5試題答案：E3、 如表所示生存函數(shù)表，計算0歲的人在3歲前死亡的概率，以及I歲的人生存到4歲的概率分別為（ ）。表生存函數(shù)表（單選題）0.002765,0.995870.005927,0.995870.005927,0.996830.006887,0.996830.006887.0.99724試題答案：B4、 已知數(shù)據(jù)如表所示，則在時刻20的累積風險率函數(shù)的Nelson-?alcn估計量的標準差為（ ）。（單選題）0.11980.15630.17520.18470.1987試題答案：A5、 已知。運用K-J修勻法，求（A+B）1（u-m）=（ ）。（單選題）A.B.C.D.E.試題答案：C6、 新華保險公司發(fā)行一年期、保險金額分別為1萬元與2萬元的兩種人身意外傷害險，索賠概率年及投保人數(shù)m如表所示。表保險類別（單位：萬元）保險公司希望從這1800名被保險人收取的保費總額超過索賠金額的概率為95%（即只有5%的可能使得索賠金額超過所收取的保費總額）。設該公司按期望值原理進行保費定價，即保單j的保費”（X..）=（1+0）E（X,）<,則用正態(tài)逼近估計安全附加系數(shù)。=（ ）。（單選題）（單選題）0.16430.16440.16450.19500.1960試題答案：C7、 在區(qū)間（0,4］上的兩個觀察對象，己知一人在t=l時死亡，另一人在觀察期結(jié)束時仍生存，己知生存函數(shù)則m的極大似然估計為（ ）。（單選題）TOC\o"1-5"\h\z2.324.635.721.684.74試題答案：A8、 觀察由10名100歲的老人組成的研究對象，觀察到在時間2有1人死亡，在時間4.5有1人死亡，在時間4有x人退出，若用乘積估計法估計，則乂=（ ）.（單選題）23456試題答案：B9、 保險公司為5000個投保人提供某種醫(yī)療保險。設他們的醫(yī)療花費相互獨立，且約定當花費超過100元時，保險公司賠償超過100元的部分，當花費小于100元時，自己負擔。已知每個投保人的醫(yī)療花費服從如表所示的分布。表每一個投保人的醫(yī)療花費分布列若安全附加系數(shù)0=5%,則該險種沒有利潤的概率為（）°（單選題）00.352%1.74%48.265%98.265%試題答案：C10、 在三減因模型中給出，則=（ ）0（單選題）TOC\o"1-5"\h\z0.330.130.230.030.43試題答案：C11、 假設索賠額分布為帕累托分布，其密度函數(shù)為隨機20個索賠額樣本為：27、82、115、126、155、161、243、294、340、384、457、680、855、877、974、1193、1340、1884、2558、15743,利用矩估計得到和，則為（ ）?（單選題）835.9621841.1076785.3923963.4513678.9543試題答案：B12、 由表中數(shù)據(jù)求=（）＜,0.51200.61251.01201.61251.5240試題答案：B13、 假設損失額服從的均勻分布，運用矩估計方法估計得到的=（ ）。（單選題）TOC\o"1-5"\h\z17.512.53012.257.5試題答案：C14、 某路公交車到站的數(shù)量服從每小時20輛的泊松分布，其中25%的車是快車，75%的車是慢車；另外，公交車到站的類型與數(shù)量互相獨立。某人乘坐公交車上班，從車站到工作單位，快車需要16分鐘，慢車需要28分鐘。通常他總是乘坐最先到站的任何一種公交車，而他的同事則總是乘坐最先到站的快車。假設此人和他的同事在同一個車站候車，則在慢車先到達的情況下，此人比其同事先到達單位的概率是（ ）。（單選題）0.3480.3680.4680.4220.538試題答案：B15、 在觀察到任何理賠以前，你認為理賠額的大小服從參數(shù)為。=10,a=l,2或者3的帕累托分布，三種情況等概率。現(xiàn)在觀察到一個隨機抽取的樣本理賠額為20,則該樣本點下次理賠額大于30的后驗概率為( )。(單選題)0.0710.1280.1480.1660.524試題答案：C16、 己知具有兩個終止原因的多減因模型，終止力分別為:給定狀態(tài)在t時刻終止，則J的條件分布律正確的為( )。(單選題)(1)(2)(1)(2)(1)(3)(1)(2)(3)試題答案：A17、 對于具有復合泊松理賠過程的盈余過程U(t),己知破產(chǎn)概率甲(u)=0.2e和+0.2e,u+0.3e氣TOC\o"1-5"\h\z於0,N為盈余過程U(t)軌道上"最低記錄點”的個數(shù)，P(N=l)+屮(0)為( )o(單選題)0.750.840.890.910.95試題答案：D18、 設隨機變量*,X,和X,相互獨立，且。則隨機變量S=X,+X2+X1的均值為( )。(単選題)TOC\o"1-5"\h\z0.251.203.264.805.80試題答案：D19、 則下列說法正確的有( )0(單選題)(1)(2)(3)(1)(2)(1)(3)(2)(3)(2)試題答案：C20、 已知總理賠額，且X,,編，…獨立同分布，都與理賠次數(shù)\?相互獨立。隨機變員A服從伽瑪分布，其密度函數(shù)為釘(X)=(372)X%-%給定A=X,N服從參數(shù)為人的泊松分布，且X的分布為f(1)=f(2)=0.5,則Var(S)=( )。(單選題)TOC\o"1-5"\h\z3.254.255.256.257.25試題答案：A21、 己知“=10000,qmLO.1+0.05k,k=0,1,2,…。假設死亡時間服從均勻分布，則1島,=( )<>(單選題)2088.452245.702549.782645.722763.18試題答案：ETOC\o"1-5"\h\z22、 利用個體樣本的信度加權(quán)平均計算卩，則第一組保單在第四年的BUhlmann信度保費為（ ）。（單選題）8.829.421011.4212試題答案：C23、 假設S服從復合泊松模型，參數(shù)X=12,且理賠額服從［0,1］上的均勻分布，則用正態(tài)近似計算P（SV10）和用平移伽瑪近似計算P（S<10）的差為（ ）。（單選題）0.0010.0030.0050.0070.009試題答案：E24、 已知，則=（ ）0（單選題）A.10.5B.12.5C.0.C.0.23C.0.C.0.23C.166.4C.166.413.515.516.5試題答案：A25、 給定以下5個來自同一隨機樣本的觀測值：0.1,0.2,0.5,1.0,1.3,對于零假設：總體的密度函數(shù)是f(x)=2(1+x)\x>0,則K-S檢驗統(tǒng)計量D“的值為( )。(單選題)0.3090.1890.1860.3790.315試題答案：B26、 下列說法正確的有：(單選題)(1)(2)(3)正確(1)(2)正確(1)(3)正確(2)(3)正確只有(3)正確試題答案：B27、 己知某險種的實際損失額X的分布函數(shù)為：若保單規(guī)定：損失額低于1000元就全部賠償，TOC\o"1-5"\h\z若損失額高于1000元則只賠償1000元。則被保險人所獲得的實際賠付額期望為( )。(單選題)40.0126.4D.206.8E.246.8試題答案：C28、 某保險人承保的保險標的服從參數(shù)X=2.5的復合泊松分布，己知個別理賠額隨機變量X的分布列，如表1所示。設年保費收取的數(shù)額為Y個單位，被保險人購買停止損失再保險，具體如表2所示。則丫=（ ）。表1個別理賠額的分布列表2停止損失再保險（單選題）TOC\o"1-5"\h\z3.44.44.56.46.5試題答案：C29、 己知某盈余過程U（t）,初始資產(chǎn)為5,以每年速率c=4連續(xù)收取保費，且最終只有一筆理賠發(fā)生。假設理贈發(fā)生時刻T與理賄額X相互獨立，其分布如表所示。理賠發(fā)生時刻T與理賠額X的分布列則最終破產(chǎn)概率為（）。（單選題）TOC\o"1-5"\h\z0.060.280.340.400.5試題答案：C30、給定兩減因生存模型：（單選題）0.100.15B.-0.B.-0.16B.-0.B.-0.16A.A.29/56B.29/70D.0.70E.0.76試題答案：B31、 在年齡區(qū)間（x,x+1］上，己知在x歲時有150個觀察對象進入觀察，在（x+）時有12個觀察對象進入觀察且在該區(qū)間上共觀察到8個死亡對象。則在年齡內(nèi)死力為常數(shù)的假設下，區(qū)間（x,x+1］上的死亡概率q,的矩估計為（）。（單選題）是方程的解是方程的解是方程的解是方程的解是方程的解試題答案：C32、 假設某橋梁壽命的分布函數(shù)為：則該橋梁的處.=（ ）。（單選題）TOC\o"1-5"\h\z1/581/371/561/551/54試題答案：B33、 兩個盒子每個里面都裝了形狀相同的10個球。第一個盒子里面有5個紅球和5個白球，第二個盒子里面有2個紅球和8個白球，每個球被抽中的概率是相等的。現(xiàn)隨機抽選一個盒子，兩個盒子等概率被抽中：從這個盒子中隨機選出一個球，放回原盒子后再從該盒子中隨機選出一個球。假設第一個被抽中的球是紅色的，那么第二個被抽中的球也是紅色的概率是（ ）。（單選題）29/14029/20021/134試題答案：B34、已知某保險公司承保了800個相互獨立的風險，如下表所示。若保險公司收取的保費總額大于總理賠額的概率為95%,保險公司收取保費的原則是：對每個風險單位而言，收取的保費是每個風險的數(shù)學期望的k倍，則k=( )。(單選題)1.04751.34051.38431.58401.6450試題答案：C35>用Everett四點公式修勻山得到碼，已知：(1)A(S)是線性的；(2)此公式是刑切的：<3)此公式是密切的：(4)B(S)是次數(shù)不超過3次的多項式：則系數(shù)位=( )<(單選題)TOC\o"1-5"\h\z1/961/481/241/121/6試題答案：B36、觀察4只剛出生的小白鼠，它們的死亡時間分別為2,4,5,9。記為利用乘積估計法估計的S(8),為利用Nelson-Aalen法估計的S(8),則=( )。(單選題)A.-0.26-o.09TOC\o"1-5"\h\z0.260.36試題答案：C37、 設S,(i=l,2,…，n)是一系列相互獨立的且具有相同分布的復合負二項分布，倒二項分布的參數(shù)分別為k和p,個別索賠額的密度函數(shù)為f(x),令,則下列有關(guān)S的陳述錯誤的是( )。(單選題)S仍是復合負二項分布S的個體索賄額的密度函數(shù)仍為f(x)復合負二項分布具有可加性S的矩母函數(shù)為：S的矩母函數(shù)為：試題答案：C38、 在Whittaker修勻中，假設由所得的后一個線性方程是：-損卄3嵐廠3vz+kvn=Un相應的權(quán)是隊=2,則1?=( )O(單選題)TOC\o"1-5"\h\z12345試題答案：B39、 壽命X是隨機變量，則60歲的人的壽命不超過80歲的概率為( )°(單選題)(1)(2)(1)(3)(2)(4)(3)(4)（4）試題答案：A40、在完整數(shù)據(jù)研究中，恰在第2次死亡之后的累積危險率函數(shù)H（t）的Nelson-?alen估計量為11/30,則恰在第4次死亡后的H（t）的估計量為（ ）°（單選題）TOC\o"1-5"\h\z0.370.600.630.950.98試題答案：D們、已知選擇期為4年的選擇一-終極生命表如表所示，則（1）2 ;（2）2@2職=—。< ）表選擇一終極生命表（單選題）A.B.C.D.E.試題答案：D42、對于評估區(qū)間（x,x+1],假定：如果n.=200,并且觀察到2個死亡者，一個死亡發(fā)生在x+0.5歲，另一個死亡發(fā)生在x+0.86歲，則q,的極大似然估計為（ ）。（單選題）A.B.C.B.0.B.0.32B.0.B.0.32B.0.B.0.0365D.試題答案：C43、假設某險種的損失額X服從帕累托分布，分布密度為：若保單規(guī)定了免賠額為500元，保單限額為3000元，記每次損失事件的實際賠付額為Y,則E（Y）=（ ）o（單選題）764.2864.2964.21064.21164.2試題答案：B14、對于估計區(qū)間（x,x+1],有5個個體構(gòu)成的群體的觀測數(shù)據(jù)如表所示。其中x+n是第i個個體進入（x,x+1]區(qū)間的年齡；x+t,是第i個個體或生存退出年齡，或者死亡年齡，或者觀察到的退出時的年齡；昌=0表示被觀測個體是生存者，硏=1表示被觀測個體死亡。則在指數(shù)分布假設下算得的中的極大似然估計與均勻分布假設下算得的如的極大似然估計之差為（）。（單選題）0.05830.04560-0.0456-0.0583試題答案：E45、設總理賠額S為復合泊松分布，己知個別理賠額X的分布為：又己知S取某些數(shù)值的概率分布，如表所示。則fs（6）=（ ）°表總理賠額的部分分布列（單選題）0.01230.05780.07240.0966試題答案：B46、 若X為指數(shù)分布的線性組合，且安全附加系數(shù)0=4/11,則其破產(chǎn)概率屮（u）=（ ）0（單選題）A.B.C.D.E.試題答案：B47、 對于泊松參數(shù)人為6的復合泊松分布，個別索賠額的分布如表1所示，并已知索賠總額的一些概率值如表2所示，則表中P（6）=（ ）。表1個別索賠額的分布表2索賠總額的分布（單選題）0.03160.03450.03650.0390.066試題答案：C48、 一個保險標的出險的概率是0.5,索賠發(fā)生時索賄額為10個單位，發(fā)生的時間W服從帕累托分布，參數(shù)為xo=l和a=3,年保費連續(xù)繳納，速率是7。則其破產(chǎn)概率為（ ）。（單選題）A.0.070.470.530.93試題答案：C49、 設某總體的分布函數(shù)是F（x）,給定下列樣本數(shù)據(jù)：2.0、3.3、3.3、4.0、4.0、4.7、4.7、4.7,使用帶寬為1.4的均勻核函數(shù)計算的F（4）的核密度估計為（ ）。（單選題）0.55360.531250.45780.38930.3557試題答案：B50、 計算和的估計值分別為（ ）。（單選題）0.05,0.0024B.0.10,0.0045C.0.15,0.0064D.B.0.10,0.0045C.0.15,0.0064D.0.30,0.01050.40,0.0120試題答案：D51、設X,與爲是兩個相互獨立的隨機變量，如果Z=max（X?X2）,Y=min（X?XD,則下列選項錯誤的是（ ）。（單選題）Y的生存函數(shù)是X與冶生存函數(shù)的乘積若*與爲都服從指數(shù)分布，則Y也服從指數(shù)分布若*與壯都服從指數(shù)分布，則Z不服從指數(shù)分布Z的累積分布函數(shù)為Xi與X#累積分布函數(shù)的乘積13/3113/3113/3113/31D.0.D.0.520Z的密度函數(shù)為Xi與馬密度函數(shù)的乘積試題答案：E52、 假設保險人收取的保費等于(1+0)E(S),其中安全附加系數(shù)。=0.1.用正態(tài)近似法計算得出的總理賠額超過保費收入的概率P(S>(1+0)E(S))=( )O(單選題)0.1050.2430.3280.4090.561試題答案：D53、 一雙減因生存模型，終止原因在各年齡內(nèi)均服從均勻分布，已知終止原因x歲的獨立終止率為(単選題)TOC\o"1-5"\h\z0.170.250.360.450.50試題答案：A54、 損失額X取值于非負整數(shù)?，F(xiàn)有再保險合同將支付損失額X超過20元以上部分的80%,且最多支付5元。并已知：E[IuJ=3.91,E[I2o]=3.43,E[I2J=2.90,E[U]=2.87,E[iq=2.85,Eg]=2.60,其中L(X)=max(X-d,0),則再保險人預計賠付的額度為( )。(單選題)TOC\o"1-5"\h\z0.5100.5140.518E.0.522試題答案：B55、 己知復合泊松過程，個體理賠額X的分布為P(X=l)=0.7,P(X=2)=0.3,則P(0.5^L(W1.5)/E(LD=( )o(單選題)TOC\o"1-5"\h\z13/2619/2613/1926/1919/13試題答案：C56、 已知，則&=( )。(單選題)0.50.60.70.80.9試題答案：A57、 若初始估計的暴露數(shù)如表所示。M-W-A的具體表達式如下：它再生一次多項式，且在下列假設下最小化Var(v.,)以確定修勻值恥(1)隨機誤差相互獨立；(2),則血的值為( )。(單選題)9/3110/3111/3112/31A.0.975A.0.975B.0.980A.0.975A.0.975B.0.980D.4292.D.4292.45試題答案：c58、 S服從復合泊松分布，泊松參數(shù)為X=ln2,個體理賠額的概率函數(shù)為：則下面說法正確的是（ ）。（單選題）S服從兒何分布S服從二項分布S服從泊松分布S服從對數(shù)正態(tài)分布S服從負二項分布試題答案：A59、 隨機變量X"Xi與馬相互獨立,且具有如表所示的概率分布。表隨機變量分布列令S=X.+X2+X3,則P（SW10}=（ ）O（單選題）0.9920.9930.9940.9950.996試題答案：D60、 對于一張選擇期為2年的選擇一終極生命表，己知：（Dq%=0.250,qM=0.375，仙=0.675；<2）對于任意的x,有：qi.i=0,5q,：（3）對于任意的x,有:qw.i=0.Sq.-t：（4）1闞=10000。則1網(wǎng)=（ ）。（單選題）3575.423765.424096.47E.4576.89試題答案：D61、 考慮一個由團體保單形成的保單組合。對整個保單組合而言，平均每個被保險人的期望純保費為2400。對于不同的團體保單，平均每個被保險人的純保費是不同的，不同假設均何之間的方差為500000。對于同一個團體保單，不同被保險人的純保費也存在差異（用組內(nèi)方差表示），所有團體保單的過程方差的均值為250000000。假設一份團體保單上年的索賠經(jīng)驗如下：被保險人數(shù)為240人，平均每個被保險人的經(jīng)驗純保費為3000。該團體保單下每個被保險人的信度純保費為（）。（單選題）2094.362594.582635.462965.323000.00試題答案：B62、 記u'=［山，山，山，山，山］為五元向量集，它是通過極小化函數(shù)被修勻的，求解矩陣方程可得到修勻值向量u-=［v（,v2,v3,v<,訶。則矩陣b為（ ）。（單選題）A.B.C.D.E.試題答案：A63、 設X“Xz,與X3是相互獨立的三份保單的個別理賠額隨機變量，它們概率分布列如表所示。假設，則P（SW5）=（）。表三份保單的概率分不列（單選題）A.A.5/3,-1/3A.A.5/3,-1/3B.B.630.9850.9900.995試題答案：E64、 已知T（x）是表示x歲人的剩余壽命隨機變量，它的密度函數(shù)為G（t）=2e"'（1部）則（單選題）TOC\o"1-5"\h\z0.500.751.001.251.50試題答案：C65、 如表所示的生命表，計算在2歲與4歲之間的死亡人數(shù)，及1歲的人生存到4歲的概率分別為（ ）。表生命表（單選題）227,0.99311227,0.99586303,0.99311303,0.99586317,0.99682試題答案：B66、 己知損失服從參數(shù)為a=3和0=2000的Pareto分布，如果考慮10%的通貨膨脹且保單限額是3000時的平均賠付額與保單限額為3000時的平均賠付額之差為（ ）,（單選題）60677278試題答案：B67、 某保險公司承保了1500個相互獨立的保單，每個保單最多發(fā)生一次損失。在所有保單中，每個保單發(fā)生損失的概率為0.25，保單發(fā)生損失后，損失額的期望和方差分別為400和300,利用正態(tài)分布（標準正態(tài)分布表）近似計算總損失額超過151000的概率為（ ）。（單選題）TOC\o"1-5"\h\z0.410.420.430.440.45試題答案：D68、 某保險公司為投保人提供三類保險，具體情況如表1所示。表1保險類別已知，對于每一投保人，在索贈發(fā)生的條件下，個體索賠量的期望與方差相等，且保險公司將收取純保貴的（1+0）倍作為保費。則相對附加安全系數(shù)。=（ ）時，P[S3（1+0）E（S）]=0.05。（単.選題）0.12350.14370.16450.17500.1938試題答案：A69、 兩種不同的M-W-A表達式如下：且已知（1）再生線性函數(shù)；（2）（3）隨機誤差相互獨立，且方差相等：（4）a>0o則a、b的值為（ ）。（單選題）B.972.5B.972.5B.972.5B.972.5A.1A.1B.27/3,-1/35/3,-2/37/3,-2/38/3,-2/3試題答案：A70、 已知理賠分布，如表所示，當0=0.5時，（200）=（ ）。表理賄分布（單選題）0.058790.101290.303400.45110.6610試題答案：A71、 設原假設為給定的數(shù)據(jù)來自一個已知分布F（x）,如表所示，則相應的x2擬合優(yōu)度檢驗,在2.5%的顯著水平下和在1%的顯著水平下，檢驗的結(jié)果分別為（ ）。（單選題）無法拒絕原假設，拒絕原假設拒絕原假設，無法拒絕原假設無法拒絕原假設，無法拒絕原假設拒絕原假設，拒絕原假設無法判斷試題答案：C72、 對于某一特定風險，一年之內(nèi)的理賠次數(shù)服從均值為p的伯努利分布，p的先驗概率分布為[0,1]上的均勻分布，計算得到的貝葉斯信度估計值是觀察理賠額的1/5時，則理略額為0的年數(shù)是（ ）。（單選題）345試題答案：C73、 保險人承保的某風險的年索賄總額服從泊松參數(shù)為10的復合泊松分布，個體索賄總額服從<0,2000）上的均勻分布，保險人為該風險安排了自留額為1600的超額賠付再保險分保，計算保險人和再保險人的賠付總額隨機變量方差的差為（）。（單選題）TOC\o"1-5"\h\z1066621332319981192533411946667試題答案：D74、 隨機變量N服從混合分布：（1）有p的可能性，N服從q=0.5,m=2的二項分布。（2）有1-P的可能性，N服從q=0.5,m=4的二項分布。則P（N=2）的表達形式為（ ）。（單選題）0.375-0.125p0.0625-0.125p0.375-0.25p0.375-0.120p0.125-0.25p試題答案：A75、 一個保險人承保了具有如下特性的風險：（1）索賠額為2000的概率是0.4,為3Q00的概率是0.6：（2）索賠次數(shù)的分布列如表所示。保險人購買了自留額為5000的停止損失再保險，則此時再保險人保險費為（ ）。表索賠次數(shù)分布列（單選題）200C.2.5C.2.5C.2.5C.2.5B.19/26B.19/261172.526005200試題答案：C76、 一個隨機抽取的樣本包括100個數(shù)據(jù)，用指數(shù)分布擬合時，以極大似然估計去求分布的參數(shù)，此時極大化的似然函數(shù)值為-159.40繼續(xù)用伽瑪分布擬合這組數(shù)據(jù)，如果根據(jù)似然比檢稔，伽瑪分布的擬合效果在5%顯著性水平下優(yōu)于指數(shù)分布的話，則用極大似然估計求伽瑪分布模型的參數(shù)時，最大化的似然函數(shù)值至少為( )。(單選題)-156.45-137..46-154.37-147.96-157.48試題答案：E77、 已知存活到x歲的人數(shù)滿足方程，貝U=( )。(單選題)0.0670.3342.96514.77832.987試題答案：D78、 巳知復合泊松過程，個體理賠額X的分布為P(X=l)=0.7,P(X=2)=0.3,則P(0.5WLM1.5)/E(LD=( )o(単選題)13/26TOC\o"1-5"\h\z13/1926/1919/13試題答案：C79、 用平移伽馬分布近似方法估計聚合理賠款分布，已知：x°=0,E(S)=卩,Var(S)=界E[(S-U)叮=y\則？=( )。(單選題)A.B.C.D.E.試題答案：E80、 減因1在每一年齡終止力服從均勻分布。己知在一年內(nèi)減因2發(fā)生的條件下，減因2在t=l/6發(fā)生的概率為2/3：在t=2/3發(fā)生的概率為1/3,則=( )。(單選題)0.1080.1440.2520.7480.856試題答案：B81、 一個保險人承保了如下情形的風險：(1)索賠額僅取0,1,2三個值；(2)索賠額的數(shù)學期望為1：(3)E(I.)=0.25。則=( )O(單選題)0.52.0試題答案：試題答案：B試題答案：試題答案：BE.132.E.132.253.0試題答案：C82、 該個案在第三年度的BUhlmann信度保費為（ ）。（單選題）100.83TOC\o"1-5"\h\z86.9371.3650.830試題答案：A83、 理賠總額S服從參數(shù)X=5的復合泊松分布，其中個別理賠額X的分布為P（X=0）=0.8,P（X=l）=0.2,則S的分布為（ ）。（單選題）A.B.C.D.E.試題答案：C84、 設理賠次數(shù)N服從均值為4的幾何分布，個別理賠額X恒等于40。S表示聚合理賠額，則E[J.OO⑸]=（ ）?（單選題）81.9292.16102.40128.07試題答案：B85、 在完整數(shù)據(jù)研究中，恰在第2次死亡之后的累積危險率函數(shù)H（t）的Nelson-?alen估計房為11/30,則恰在第4次死亡后的H（t）的估計量為（ ）。（單選題）TOC\o"1-5"\h\z0.370.600.630.950.98試題答案：D86、 混合指數(shù)分布的矩母函數(shù)為（ ）。（單選題）A.B.C.D.E.試題答案：D87、 已知損失額X服從單參數(shù)的Pareto分布，其分布密度函數(shù)為：隨機抽取5個樣本，其中2個樣本都超過了25,但具體數(shù)額未知，另外3個樣本分別為3,6和14。則參數(shù)a的極大似然估計為（ （單選題）0.15750.25070.37500.45000.6250試題答案：試題答案：B試題答案：試題答案：B試題答案：試題答案：C88、 一個雙減因模型的信息如下:則E(T|J=2)為( ).(單選題)TOC\o"1-5"\h\z7.427.507.637.857.91試題答案：C89、 考慮某種汽車保險：假定最高索賠額為2000元。如果對某個特定的個人，發(fā)生一次索賠的概率為0.15,發(fā)生2次及2次以上的概率為0,即P{I=0}=0.85,P{I=l}=0.15。將B記為一旦事故發(fā)生時對被保險人的賠償，并假定P(B=2000II=l)=0.1,在0WBW2000之間關(guān)于1=1的條件分布是連續(xù)的，且條件概率密度(b1)與1—b/2000成正比，比例系數(shù)為0.0009。記每個被保險人的實際索賠金額X=BI,則E(X)+=( ).(單選題)449.24488.24135600135720136400試題答案：BTOC\o"1-5"\h