52 Marek Kałuszka, Michał Krzeszowiec
(ii) Jeżeli sx > w, to z (2) dla miary P mamy u(w — H (X)) <
< J g (^P (u (w — X) > i)) dt — j h ^P (—u (w — X) > t)j dt =
roo r—u(w—sx)
- g(0)dt— h(l) ds = u(w — sx) ■
Jo Jo
Zatem H (X) > sx■ Stąd i z (6) mamy H (X) = sx-
2. Załóżmy, że supX (u;) nie jest osiągane. Niech (wn)neN będzie takim cią-
giem, że lim X (ujn) = sx- Niech yPn) N będzie ciągiem miar probabilistycz-
nych takim, że Pn (^4) =
0 gdy ul„ i A,
1 gdy e A.
Rozważmy dwa przypadki:
(i) Jeżeli w > sx, to
i(w — H(X)) < J g (^Pn(u(w — X) > t)^j dt =
•u( W-X(un))
g (l) dt = u(w — X (ujn)).
Stąd H (X) > liro^AT (u;n) = sx, gdy n —> oo. Stąd i z (6) mamy H (X) = sx-(ii) Jeżeli w < sx, to dla odpowiednio dużego n mamy
u{w-H{X)) <
< J g (pn (u (w — X) > t)^j dt — j h [pn (—u (w — X) > t)) dt =
r-u{w-X{ujn))
= I g(0)dt— h (1) ds = u (w — X (ujn)) •
Jo Jo
Stąd H (X) > lim X (cjn) = sx, gdy n —* oo. Stąd i z (6) mamy H (X) = sx■ □ Zdefiniujemy teraz składkę zerowej użyteczności w teorii nieokreśloności. Załóżmy, że X jest dowolną zmienną losową opisującą stratę ubezpieczonego. Przy poprzednich założeniach dotyczących równania (4) składkę zerowej użyteczności H (X) w ujęciu teorii nieokreśloności definiujemy jako rozwiązanie równania
(7)
u (w) = mfEghU (w + H (X) — X),
gdzie V jest rodziną wszystkich miar probabilistycznych, jakie można określić na przestrzeni mierzalnej (fź,^4).