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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
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Trabajo Prctico
B iometra
Actuar ia l
Tablas de
MortalidadProfesora: Laura Lacasta
Alumno: Santiago Martnez
Registro: 847109
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1. Introduccin ............................................................................................................................................................ 3
1.1.Consigna y objetivo ................................................................................................................................................. 3
1.2. Marco Terico .................................................................................................................................................... 4
1.3. Alcance ............................................................................................................................................................... 4
2. Primera Parte .......................................................................................................................................................... 5
2.1. Eleccin de la ley ................................................................................................................................................ 5
2.2. Datos de tablas de mortalidad .......................................................................................................................... 5
2.3. Mtodologa de estimacin ............................................................................................................................... 5
2.4. Resultados de la estimacin .............................................................................................................................. 6
2.4.1. Segunda Ley de Makeham ........................................................................................................................... 6
2.4.1.1. CSO 80 Masculina ........................................................................................................................................ 6
2.4.1.2. Argentina1991........................................................................................................................................... 7
2.4.2. Ley de Lazarus ............................................................................................................................................... 7
2.4.2.1. CSO 80 Masculina .................................................................................................................................... 7
2.4.2.2. Argentina1991.......................................................................................................................................... 8
2.5. Anlisis de Resultados ....................................................................................................................................... 8
2.5.1. CSO 80 Masculina ........................................................................................................................................ 8
2.5.2. Argentina 1991 Masculina ........................................................................................................................... 13
2.6. Test de Chi-Cuadrado ....................................................................................................................................... 16
3. Segunda Parte ......................................................................................................................................................... 18
4. Conclusiones ........................................................................................................................................................... 19
5. Bibliografa ............................................................................................................................................................ 20
6.Anexo ...................................................................................................................................................................... 21
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1. In troducc in
1.1. Consigna y objetivo
El objetivo del presente trabajo es aproximar la mortalidad de dos tablas dadas mediante 2 leyes
distintas. Para dicho fin debern elegirse las leyes de mortalidad, estimar sus parmetros, obtener
resultados y realizar la comparacin.
Se solicita entonces:
1. Elegir una de las siguientes leyes de mortalidad y estimar los parmetros para aproximar las
mortalidades de las dos tablas a esa ley elegida:
GOMPERTZ
MAKEHAM
MAKEHAM II
Explicar qu tipo de datos son los provistos por las tablas de mortalidad (Completos o
Incompletos, Exactos o Agrupados) y aclarar el mtodo utilizado.
2. Repetir el experimento para la ley de:
LAZARUS
3. Graficar las curvas de mortalidad obtenidas y las originales, compararlas y analizar los
resultados teniendo en cuenta los siguientes puntos:
Qu ley de las escogidas es ms apropiada para cada tabla?
Qu limitaciones y ventajas tiene cada aproximacin calculada segn se observa
de los grficos y de las frmulas?
Utilizar el test de Chi cuadrado con un nivel de confianza del 95% para la ley de
Lazarus.
SEGUNDA PARTE
4. Para ayudar al anlisis comparativo, se desea responder a las siguientes preguntas, bajo el
supuesto de que las tablas de mortalidad expresan a poblaciones estacionarias:
a. Para los grupos : Menos de 15; entre 15 y 65; Mayores de 65
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i. Qu proporcin de la poblacin representara cada grupo?
ii. Cul sera la edad promedio al fallecimiento de cada grupo de personas?
iii. Cul es la cantidad de aos vividos por cada grupo de personas?
b. Cul es la edad promedio al fallecimiento del total de la poblacin?
5. Liste las dificultades con las que se enfrent al resolver este trabajo prctico.
1.2. Marco Terico
El mejor instrumento para medir la mortalidad en una poblacin es la tabla de mortalidad, que
consiste en la serie cronolgica que expresa la reduccin progresiva de un grupo inicial de
individuos, de la misma edad, por efecto de su fallecimiento. La existencia de tablas de mortalidad
se basa en la Ciencia Actuarial, en cuanto que modeliza la ocurrencia de un suceso: en este caso,
elfallecimiento de un individuo de edad x.
Las probabilidades bsicas de muerte y supervivencia se calculan, fcilmente, a partir de la ley de
mortalidad y de las correspondientes expresiones analticas de la funcin de supervivencia. El tipo
de funcin que se elija depende de los datos observados, as como de las hiptesis que se formule.
La ltima evidencia acerca de las caractersticas de una tabla de mortalidad es el objeto de estudio
del presente trabajo.
1.3. Alcance
En el presente trabajo se aproximar la mortalidad de las tablas CSO 80 Mascu l inay la tabla
Argent in a 1991 Mascul ina mediante la segunda ley de Makeham y la ley de Lazarus.
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Dnde
es la tasa instantnea de mortalidad observada en la tabla y,
es la tasa instantnea de mortalidad estimada mediante una ley.
Para obtener el error mnimo se trabajar con la herramienta de Solver de excel. El solver es una
herramienta que permite resolver y optimizar ecuaciones mediante mtodos numricos.
Es importnate mencionar que para determinarse la tasa instantnea de mortalidad de la tabla es
necesario realizar un supuesto acerca de su comportamiento. A efectos del presente trabajo sedeterminar que la mortalidad se comporta de manera uniforme (supuesto D.U.F.) obteniendose
como:
2.4. Resultados de la estimacin
2.4.1. Segunda Ley de Makeham
La ley a minimizar se comporta de la siguiente forma:
Cabe mencionar que los parmetros de la misma tienen la siguiente restriccin:
2.4.1.1. CSO 80 Masculina
Usando el solver se obtuvieron los siguientes parmetros y error mnimo cuadrtico. En el Anexo seincluye tabla de mortalidad con las estimaciones obtenidas.
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2.4.1.2. Argentina1991
Usando el solver se obtuvieron los siguientes parmetros y error mnimo cuadrtico. En el Anexo seincluye tabla de mortalidad con las estimaciones obtenidas.
2.4.2. Ley de Lazarus
La ley a minimizar se comporta de la siguiente forma:
Cabe mencionar que los parmetros de la misma tienen la siguiente restriccin:
2.4.2.1. CSO 80 MasculinaUsando el solver se obtuvieron los siguientes parmetros y error mnimo cuadrtico. En el Anexo seincluye tabla de mortalidad con las estimaciones obtenidas.
A= 0.000000000010
B= 0.000000004000
C= 1.217998093284
H= 0.000257392706
Error 0.744284027106
A= 0.000000000010
B= 0.000000004000C= 1.214999692074
H= 0.000394997437
Error 1.443895265329
A= 0.000029380288301
B= 0.000000001795252
C= 1.228445447899120
H= 0.000000000000100
G= 0.000000000000152
Error 0.733692014
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2.4.2.2. Argentina1991
Usando el solver se obtuvieron los siguientes parmetros y error mnimo cuadrtico. En el Anexo seincluye tabla de mortalidad con las estimaciones obtenidas.
2.5. Anlisis de Resultados
A fines de analizar las estimaciones obtenidas se grafica la mortalidad por rangos de edad ya que
la bibliografa y mejores prctica recomiendan que la mortalidad debera aproximarse por rangos deedad mediante distitnas leyes. A efecto del anlisis se ha realizado la siguiente segmentacin:
0-5 aos
6-55 aos
56-75 aos
76-99 aos
2.5.1. CSO 80 Masculina
A= 0.0172664882495566B= 0.0000000017952518
C= 1.2254895462178300
H= 0.0000000000001000
G= 0.0000000000001516
Error 1.439591046117
0
0.0005
0.001
0.0015
0.002
0.0025
0.003
0.0035
0.004
0.0045
0-5 Aos
Observada Makeham II Lazarus
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El comportamiento de la la tasa instantnea de mortalidad refleja la tendencia esperada. Es decir seobserva un alta mortalidad en el primer tramo de vidafenmeno de mortalidad infantily luegoesta decrece.
Las 2 leyes usadas para aproximar la mortalidad no son buenas en este aspecto. La segunda ley de
Makeham observa un comportamiento lineal dnde la mortalidad aumenta de manera directa con elpaso del tiempo sin poder reflejar el fenmeno de la mortalidad infantil. Por otro lado, la ley deLazarus muestra un comportamiento tambin lineal pero menos intenso y menos sensible al pasodel tiempo. Es por ellos que las estimaciones de la tasa instantnea de mortalidad difieren en mayorcuanta con la observada. Ante esta evidencia, si bien se establece la falencia de ambas leyes, seopta por la segunda ley de Makeham.
En el tramo de edad comprendida desde la infancia hasta la edad adulta se observa un fenmenodigno de mencionar. La tasa instantnea de mortalidad observada se ubica en el medio de ambasleyes. Es decir si se decide estimar por la segunda ley de Makeham se est incurriendo en una
sobreestimacin del parmetro. En cambio si se opta por la ley de Lazarus se tiene unasubestimacin.
Adems, ambas leyes fallan al estimar la forma de la curva. La tasa observada posee uncomportamiento un tanto irregular con un crecimiento no lineal. Se observa un aumento de la tasaen las edades ente 11 y 20 aos para luego decrecer y finalmente aumentar de manera casi lienal.La ley d Makeham presenta un comportamiento lineal y estrictamente creciente mientras que la leyde Lazarus tambin tiene un comportamiento lineal y creciente pero con menor intensidad ypendiente.
Ante esta evidencia resulta indistinto optar por una ya que ninguna refleja el comportamiento de lacurva y mediante una se sobreestima y por otra se subestima.
0
0.002
0.004
0.006
0.008
0.01
0.012
0.014
0.016
6-55 Aos
Observada Makeham II Lazarus
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En los primeros tramos de la edad adulta el comportamiento de las estimaciones comienza aasemejarse al comportamiento de las observaciones. Las tres curvas poseen un comportamientocreciente con pendiente no lineal. La pendiente mas acentuada se ve en la tasa observada.
Dado que el comportamiento es smil y los valores estimados por la segunda ley de Makeham estnms cercanos a los observados se opta por la segunda ley de Makeham.
0
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0.06
0.07
6-55 Aos
Observada Makeham II Lazarus
56-75 Aos
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La ltima etapa de vida arroja la estimacin de mayor precisin contra los valores observados. Lanica diferencia que puede marcarse es que en las observaciones la mortalidad aumenta de maneracasi exponencial en los ltimos aos y las leyes no reflejan ese fenmeno.
Resulta indistinto para este tramo elegir una u otra ley.
0
0.5
1
1.5
2
2.5
76-99 Aos
Observada Makeham II Lazarus
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El anlisis de la tabla en su totalidad, por la influencia de la escala en el eje de ordenadas, arroja unresultado espurio. Las curvas parecen realizar un buen ajuste pero se ha visto en el anlisisprecedente que es acertado llegar a esa conclusin.
0
0.5
1
1.5
2
2.5
Tabla Completa
Observada Makeham II Lazarus
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2.5.2. Argentina 1991 Masculina
Para la tabla de Argentina 1991 las estimaciones obtenidas por ambas leyes tienen uncomportamiento similar y fallan en reflejar la mortalidad infantil. En este caso la ley de Lazarus arroja
valores mayores a la segunda ley de Makeham. El hecho de que la estimacin por Lazarus seencuentra por arriba de la estimacin por Makeham II y la tasa observada para la tabla de Argentina1991 y por debajo en la tabla CSO 80 resulta llamativo. Debera revisarse reestimando losparmetros con herramientas ms potentes.
0
0.005
0.01
0.015
0.02
0.025
0.03
0-5 Aos
Observada Makeham II Lazarus
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Nuevamente ambas leyes fallan en relfejar el comportamiento de la curva observada. Sin embargo
se ve una marcada diferencia entre la Ley de Makeham y la de Lazarus. La ley de makeham relfeja
un comportamiento lineal y creciente mientras que las estimaciones de Lazarus arrojan un
comportamiento lineal.
Ante esta evidencia resulta conveninte optar por la segunda ley de Makeham.
0
0.005
0.01
0.015
0.02
0.025
6-55 Aos
Observada Makeham II Lazarus
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Las conclusiones obtenidad son las mismas que para la tabla CSO 80. Se opta entonces por la
segunda ley de Makeham.
0
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0.06
0.07
0.08
56-75 Aos
Observada Makeham II Lazarus
0
0.5
1
1.5
2
2.5
76-99 Aos
Observada Makeham II Lazarus
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Las conclusiones obtenidad son las mismas que para la tabla CSO 80. Resulta indistinto optar por
una u otra ley
2.6. Test de Chi-Cuadrado
El test de bondad de ajuste de chi-cuadrado mide la discrepancia entre una distribucin observada yotra terica (bondad de ajuste), indicando en qu medida las diferencias existentes entre ambas.
La hiptesis nula establece que una funcin de distribucin observada en una muestra esconsistente con una funcin de distribucin terica.
Cuanto mayor ser el valor del estadstico mas chances de rechazar la hiptesis. Los grados delibertad del test vienen dados por el nmero de intervalos (si son datos agrupados)/datos menos los
parmetros estimados menos uno.
0
0.5
1
1.5
2
2.5
Toda la Tabla
Observada Makeham II Lazarus
Es importante mencionar que los parmetros mediante los cuales se realiza la estimacin delas tasas de mortalidad fueron estimados con la herramienta Solver. Esta herramienta norealiza una estimacin perfecta de los parmetros (como se ha visto los errores cuadrticosnunca son cero). Este hecho puede estar desvirtuando de manera sensible los resultados yanlisis realizados.
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Para nuestro anlisis se obtuvieron las funciones de densidad de distribucin de la mortalidadobservada y de la mortalidad terica aproximada por la ley de Lazarus.
Si el estadstico obtenido es menor al valor que acumula el x% de la distribucin (regin sombreadaen amarillo) la chi cuadrado (chi-cuadrado crtico) no hay evidencias para rechazar la hiptesis nula.En caso de que sea mayor la evidencia es suficiente para rechazar la hiptesis nula.
Los resultados obtenidos para nuestro estudio fueron los siguientes:
En ambos casos no se rechaza la hiptesis nula. Ergo, se puede decir que con una confianza del95% no hay evidencia para rechazar la hiptesis que establece que la distribucin de la funcin demortalidad observada en las tablas CSO 80 y Argentina 1991 es consistente con la mortalidadobtenida a partir de la ley de Lazarus para dicha tabla.
Estadstico # Datos Parmetros Chi-cuadrado Test
CSO 80 15.06 100 5 72.6398 Acepto
Arg 1991 1.72 100 5 72.6398 Acepto
Confianza 95%
http://upload.wikimedia.org/wikipedia/commons/b/bd/Distribuci%C3%B3n_Chi-cuadrado_03.svg8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
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3. Segunda Parte
Una interpretacin alternativa de una tabla de mortalidad es aquella que est asociada con elconcepto de una poblacin estacionaria.
Una poblacin estacionaria se puede definir como aquella en la cual el nmero total y la distribucinde la edad no cambian con el tiempo. Tal poblacin hipottica podra obtenerse si el nmero denacimiento por ao permaneciera constante (usualmente se asume 100.000) por un largo perodo detiempo y si cada cohorte de nacimientos ha experimentado las mismas tasas de mortalidadobservadas a lo largo de la vida.
Se incluye a continuacin los resultados obtenidos para la tabla CS0 80.
4) i) a)
Menores de 15 21% Menores de 15 21%
Entre 15 y 65 66% Entre 15 y 65 62%
Mayores de 65 14% Mayores de 65 18%
i) b)
Menores de 15 72.48 Menores de 15 77.37
Entre 15 y 65 75.40 Entre 15 y 65 79.71
Mayores de 65 84.61 Mayores de 65 87.27
i) c)
Menores de 15 10,379,874.96 Menores de 15 10,404,951.43
Entre 15 y 65 180,811,602.96 Entre 15 y 65 186,654,472.16
Mayores de 65 72,026,691.78 Mayores de 65 101,757,076.52
ii)
76.09 80.62
MujeresHombres
Edad Media al fallecimiento
Hombres
Edad Media al fallecimiento
Mujeres
% de la poblacin que representan % de la poblacin que representan
Edad Media al fallecimiento Edad Media al fallecimiento
Aos vividos Aos vividos
Hombres Mujeres
Hombres Mujeres
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4. Conc lus iones
Dado el anlisis realizado acerca de la estimacin de la tasa instantnea de mortalidad medianteleyes de mortalidad puede decirse que no resulta correcto estimar la mortalidad mediante una nica
ley.
Se recomienda es que se usen distintas leyes por tramos de edad que logren captar de modo ms
certero el verdadero comportamiento de la mortalidad.
Ambas leyes analizadas, segunda ley de Makeham y Lazarus, tienen bsicamente el mismo
problema. La estimacin de la mortalidad en las edades ms bajas no es buena pero en edades
adultas refleja el crecimiento de la mortalidad que se observa. Sin embargo las leyes fallan
nuevamente en explicar el incremento de la mortalidad en los ltimos aos de la tabla.
Es importante que se haga una distincin en las edades medias entre ambas leyes. Del anlisis
realizado resulta entonces ms acertado optar por la ley de Makeham II cuyos valores estimados de
la tasa instantnea de mortalidad se encuentran ms cercanos a los observados.
Ante la evidencia que:
Ambas leyes fallan en reflejar fenmeno de mortalidad infantil,
La segunda Ley de Makeham estima mejor en edades intermedias y
Ambas leyes reflejan el aumento de mortalidad en edades adultas y ambas fallan en reflejar
el aceleramiento de dicho crecimiento en los ltimo aos de la tabla,
Se recomienda optar por la segunda Ley de Makeham frente a la de Lazarus. Sin embargo, como se
mencion con anterioridad, se recomienda no aproximar todas las edades de una tabla con una ley
sino que debe buscarse para distintos tramos que leyes estiman de manera ms exacta.
Las conclusiones del test de hiptesis merecen ser analizadas en un prrafo aparte ya que se han
encontrado dificultades al momento de la realizacin del test. La dificultad radica en la obtencin de
la funcin de densidad de mortalidad terica (aquella aproximada por la Ley de Lazarus). Se cree
que los errores incurrido al obtenerla pueden estar ensuciando al test.
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5. B ib l iog rafa
Bowers, Newton L. Jr. y otros, Actuarial Mathematics, The Society of Actuaries, 1997.
Klugman, Stuart A. y otros, Loss Models,Wiley series in probability and statistics, 2004.
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6. Anexo
CSO 80 Masculina - MAKEHAM IIx l(x) p(x) q(x) (x+1/2) (x+1/2) [(x+1/2) - (x+1/2)]^2
0 100,000 0.996 0.0041800 0.0041888 0.000128700777 0.000016484036
1 99,582 0.999 0.0010700 0.0010706 0.000386094446 0.000000468511
2 99,475 0.999 0.0009900 0.0009905 0.000643488324 0.000000120410
3 99,377 0.999 0.0009800 0.0009805 0.000900882457 0.000000006336
4 99,280 0.999 0.0009500 0.0009505 0.001158276902 0.000000043191
5 99,185 0.999 0.0009000 0.0009004 0.001415671725 0.000000265500
6 99,096 0.999 0.0008600 0.0008604 0.001673067011 0.000000660476
7 99,011 0.999 0.0008000 0.0008003 0.001930462859 0.000001277223
8 98,932 0.999 0.0007600 0.0007603 0.002187859392 0.000002037957
9 98,856 0.999 0.0007400 0.0007403 0.002445256759 0.000002906967
10 98,783 0.999 0.0007300 0.0007303 0.002702655142 0.000003890317
11 98,711 0.999 0.0007700 0.0007703 0.002960054763 0.000004795041
12 98,635 0.999 0.0008500 0.0008504 0.003217455891 0.000005603136
13 98,551 0.999 0.0009900 0.0009905 0.003474858856 0.000006172087
14 98,454 0.999 0.0011500 0.0011507 0.003732264057 0.000006664671
15 98,340 0.999 0.0013300 0.0013309 0.003989671982 0.000007069148
16 98,210 0.998 0.0015100 0.0015111 0.004247083224 0.000007485380
17 98,061 0.998 0.0016700 0.0016714 0.004504498508 0.000008026472
18 97,898 0.998 0.0017800 0.0017816 0.004761918714 0.000008882385
19 97,723 0.998 0.0018600 0.0018617 0.005019344914 0.000009970523
20 97,542 0.998 0.0019000 0.0019018 0.005276778416 0.000011390434
21 97,356 0.998 0.0019100 0.0019118 0.005534220812 0.000013121746
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23 96,987 0.998 0.0018600 0.0018617 0.006049140462 0.000017534395
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30 95,800 0.998 0.0017300 0.0017315 0.007852115415 0.000037461961
31 95,634 0.998 0.0017800 0.0017816 0.008109865175 0.000040047122
32 95,464 0.998 0.0018300 0.0018317 0.008367692772 0.00004271951533 95,289 0.998 0.0019100 0.0019118 0.008625615175 0.000045074968
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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
22/29
Trabajo Prctico Biometra Actuarial Santiago Martnez - 847109
22
45 92,103 0.995 0.0045500 0.0045604 0.011742916766 0.000051588908
46 91,684 0.995 0.0049200 0.0049321 0.012007187016 0.000050056389
47 91,233 0.995 0.0053200 0.0053342 0.012272956557 0.000048146496
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49 90,227 0.994 0.0062100 0.0062293 0.012810372135 0.000043309956
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89 8,147 0.793 0.2072900 0.2312588 0.208147314265 0.000534141718
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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
23/29
Trabajo Prctico Biometra Actuarial Santiago Martnez - 847109
23
97 605 0.520 0.4802000 0.6319253 0.921707306336 0.083973638248
98 315 0.342 0.6579800 0.9805815 1.117424300275 0.018725948853
99 108 0.000 1.0000000 2.0000000 1.355751114598 0.415056626342
Argentina 1991 Masculina - MAKEHAM IIx l(x) p(x) q(x) (x+1/2) (x+1/2) [(x+1/2) - (x+1/2)]^2
0 100,000 0.973 0.0273300 0.0277086 0.000197503137 0.000756862571
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2 97,050 0.999 0.0010200 0.0010205 0.000987500110 0.000000001090
3 96,951 0.999 0.0007000 0.0007002 0.001382498946 0.000000465470
4 96,883 0.999 0.0005100 0.0005101 0.001777498083 0.000001606222
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16 96,369 0.999 0.0008700 0.0008704 0.006517557154 0.000031890625
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18 96,187 0.999 0.0011500 0.0011507 0.007307599383 0.000037907882
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21 95,827 0.999 0.0014300 0.0014310 0.008492708193 0.000049867395
22 95,690 0.999 0.0014500 0.0014511 0.008887762239 0.000055304659
23 95,551 0.999 0.0015000 0.0015011 0.009282828455 0.000060554896
24 95,408 0.998 0.0015100 0.0015111 0.009677909460 0.000066696109
25 95,264 0.998 0.0015100 0.0015111 0.010073008431 0.000073305575
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27 94,972 0.998 0.0015500 0.0015512 0.010863276556 0.000086714729
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31 94,369 0.998 0.0016800 0.0016814 0.012444265165 0.000115839000
32 94,210 0.998 0.0017600 0.0017616 0.012839659471 0.000122724506
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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
24/29
Trabajo Prctico Biometra Actuarial Santiago Martnez - 847109
24
45 90,708 0.995 0.0052400 0.0052538 0.018000585094 0.000162481426
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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
25/29
8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
26/29
Trabajo Prctico Biometra Actuarial Santiago Martnez - 847109
26
45 92,103 0.995 0.0045500 0.0045604 0.000050264481 0.000020341096
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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
27/29
Trabajo Prctico Biometra Actuarial Santiago Martnez - 847109
27
97 605 0.520 0.4802000 0.6319253 0.925415986433 0.086136810422
98 315 0.342 0.6579800 0.9805815 1.136816344154 0.024409322949
99 108 0.000 1.0000000 2.0000000 1.396510151280 0.364199997508
Argentina 1991 Masculina - LAZARUSx l(x) p(x) q(x) (x+1/2) (x+1/2) [(x+1/2) - (x+1/2)]^2
0 100,000 0.973 0.0273300 0.0277086 0.017266490237 0.000109038461
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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
28/29
Trabajo Prctico Biometra Actuarial Santiago Martnez - 847109
28
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8/10/2019 TP - Biometria Actuarial - Analisis de Tabla de Mortalidad
29/29
Trabajo Prctico Biometra Actuarial Santiago Martnez - 847109
97 686 0.694 0.3061200 0.3614424 0.748931740797 0.150148013257
98 476 0.683 0.3167400 0.3763411 0.913914606578 0.288985223867
99 325 0.000 1.0000000 2.0000000 1.116099383897 0.781280299148