où les taux correspondent aux groupes 25-34, 35-44, 45-54,′ 55-64; on fera dans l'équation précédente (*), x = (30, 40, 50, 60). Désignons par Sa le nombre des têtes observées à l'âge x par på et qx, les probabilités de vie et de décès, et multiplions les quatre équations respectivement par les quantités S30, Sio, São, S60, étant prises égales respectivement à Par ce procédé, on tiendra compte d'une façon approchée du poids. des observations et l'on évitera en partie les phénomènes d'attraction aux âges ronds. On sera ramené à traiter un système de la forme h; y;= ah;u;+bh;v; +ch; wi dans lequel on rendra minimum la somme des carrés des erreurs. (*) Voir Thèse pour l'obtention du titre de membre agrégé de l'Institut des Actuaires. Voir aussi la belle étude de M. Carvallo sur la méthode de Cauchy dans l'a Influence du terme de dispersion de Briot sur les lois de la double réfraction »>. Voir le Traité de Radau sur l'interpolation. On obtient ainsi pour les coefficients les valeurs suivantes : A l'aide des valeurs a, b et c fournies par la méthode de Cauchy et ( a + bx + c x2) logoe ou log(7x-3′). 19 On passera ensuite des logarithmes calculés aux nombres, et l'on ajou- en On a admis implicitement que l'on pouvait faire une extrapolation On constate ainsi que sur 100 000 ouvriers ayant débuté à 15 ans, et OBSERVATIONS. -a. Cette simple étude montre la nécessité de l'éta- b. Si l'on avait pu observer les décès pendant une période de 1906-x, c. On aurait pu remplacer à partir de 65 ans le coefficient ẞ' par celui TABLE PROVISOIRE DE MORTALITÉ DES OUVRIERS MINEURS. TAUX INSTANTANÉS de mortalité pour 1000 TAUX annuel (1). (1). (2). la France (3). (1) Taux calculés à l'aide de la méthode de Cauchy. (2) Taux calculés à l'aide de la méthode de Gauss. (3) Table de mortalité de la population française (sexe masculin), d'après, les résultats du recensement du 24 mars 1901, combinés avec les relevés de l'État civil, de 1898 à 1903. (Voir Annuaire statistique, 1905, p. 32, Tableau IV, et t. IV Résultats statistiques du recensement de la population française, 24 mars 1901). 9 à 10000 au maximum. Comme on ne pouvait faire état des chiffres correspondant aux groupements 65-69, 70 ans et plus, on a jugé plus simple de conserver au coefficient ẞ' la même valeur pour tous les âges; on peut d'ailleurs ajouter que cette rectification n'aurait pas apporté une grande perturbation dans l'allure de la courbe des vivants. d. Si la somme des valeurs de ▲'y est très faible, par contre on constate que certains résidus ont une valeur appréciable; cela tient à ce que le nombre des expériences n'était point suffisant. M. RENÉ RISSER. (Paris). APPLICATION DE L'ÉQUATION DE VOLTERRA A DIVERS PROBLÈMES 368.3 (01) 26 Mars. I. Le problème des Tables par âges à l'entrée des rentiers, qui a attiré depuis un certain nombre d'années l'attention des actuaires peut être traité analytiquement; il se rattache en effet à la résolution de l'équation de première espèce de Volterra (1) ୮ N(x, s) 4 (s) ds = F(x); il en est de même du problème des Tables par âges à l'entrée dans l'assurance invalidité. Le problème de Volterra qui est lié à la résolution des équations différentielles à coefficients constants ou non constants d'ordre fini ou infini, trouve aussi son application dans une question classique de la répartition par âges dans les milieux à effectif constant, en supposant que la loi de survie soit une loi de survie généralisée; cette dernière question se traite facilement en ayant recours à l'équation de Volterra de seconde espèce J'ajoute enfin que l'étude approfondie du problème de l'interpolation, qui est d'un si grand intérêt pour les actuaires et les statisticiens conduit On voit donc que les remarquables recherches de Volterra et de Fredholm peuvent être utilisées dans le domaine particulier de l'actuariat. Première méthode. M. Poterin du Motel, dans un travail fort intéressant (Usage et ajustement des Tables de mortalité par âges à l'entrée, paru en 1893), a pour la première fois mis en lumière une fonction interpolatrice. Nous désignerons avec lui par x l'âge actuel d'un assuré du groupe, y l'âge à l'entrée des membres de ce groupe et par v le nombre des survivants Le taux instantané de mortalité t à l'âge x de l'un des membres du groupe est fourni par la relation Se basant sur ce que les expériences faites sur différentes Tables de mortalité ont montré que la formule de Makeham les interpole d'une façon presque toujours satisfaisante, M. Poterin du Motel a été amené à tenter l'application de cette même formule aux Tables de mortalité des rentiers par âges à l'entrée; il a représenté la loi de mortalité des têtes entrées à l'âge y par les formules ci-dessous Les coefficients qui interviennent dans ces formules seront des fonctions de l'âge à l'entrée y; certains même pourront se réduire à des constantes. M. Poterin du Motel est amené à prendre pour la valeur l'expression suivante : de en se guidant sur la manière même dont se comporte dans la pratique, la courbe représentative f (x, y) correspondant à la valeur x = x。. |