Étude d’impact quantitative no 4 : Risque d’assurance ... · Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire Page 2 de 37 o risque de

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Étude d’impact quantitative no 4

Risque d’assurance – Information supplémentaire

Introduction

Une quatrième étude d’impact (ÉIQ no 4) a été créée afin de recueillir de l’information et

d’évaluer plusieurs méthodes possibles de calcul des exigences de capital liées aux risques

opérationnel, de crédit, de marché et d’assurance.

Les concepts et projets de méthodes sont compatibles avec le document d’orientation de

20071, le document-cadre de 2008

2 et le document d’instructions du BSIF de 2010

3.

Les présents renseignements ont pour but de situer dans leur contexte les divers éléments et

méthodes liés à la composante du risque d’assurance de l’ÉIQ et de donner des informations

générales. S’il ne constitue pas une lecture indispensable à la production des feuilles de

calcul, il permettra aux participants et aux autres parties prenantes du secteur de mieux

comprendre l’analyse et l’examen ayant influé sur le contenu de la méthode de l’ÉIQ qui

traite du risque d’assurance.

Le présent document décrit l’approche à l’égard des obligations financières au Canada. Il

faudra éventuellement approfondir les recherches si l’on veut que les concepts s’appliquent

également aux obligations à l’extérieur du Canada. Nous nous attendons à ce que les

méthodes soient semblables, mais à ce qu’un grand nombre de tests soient adaptés aux

particularités des marchés étrangers.

Les produits de fonds distincts ne sont pas traités ici et feront l’objet d’un traitement distinct.

Approche générale

Les risques d’assurance comprennent de nombreux risques couverts par les polices

d’assurance et les contrats de rente, ainsi que les dépenses qui s’y rattachent. Tous les

produits visés dans chaque catégorie de risques doivent être pris en compte. Le coussin de

solvabilité pour les risques d’assurance couvre les catégories suivantes :

o risque de mortalité lié aux polices d’assurance-vie;

o risque de longévité lié aux rentes et aux produits d’assurance-vie fondés sur les décès;

o risque de morbidité lié aux polices d’assurance invalidité, maladies graves (MG),

soins de longue durée (SLD) ou accident et maladie (A-M);

1 Vision pour l’évaluation de la solvabilité des compagnies d’assurance de personnes au Canada, novembre 2007.

2 Cadre conceptuel d’une nouvelle approche standard d’établissement des exigences de capital (assurance-vie),

octobre 2008. 3 Guide d’élaboration d’un cadre d’évaluation de la solvabilité des sociétés d’assurance-vie canadiennes fondé sur

la modélisation, janvier 2010.

Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire

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o risque de déchéance ou risque lié au comportement du souscripteur;

o risque lié aux dépenses (à l’exclusion des risques opérationnel et stratégique).

Le calcul des flux de trésorerie servant à établir le coussin de solvabilité pour les risques

d’assurance repose sur les hypothèses de meilleure estimation qui ont servi à calculer le

passif actuariel aux fins de l’information financière. À ce jour, il existe toujours une grande

incertitude entourant les résultats de la phase II de l’IFRS 4, et il faudra procéder à une

nouvelle analyse à la lumière des faits nouveaux.

Le coussin de solvabilité pour les risques d’assurance couvre chacune des sources

d’incertitude suivantes :

o mauvaise estimation du niveau des hypothèses de meilleure estimation

o mauvaise estimation des tendances des hypothèses de meilleure estimation

o le risque de volatilité (processus) dû aux variations aléatoires

o le risque de catastrophe découlant d’un événement isolé de grande envergure

Les taux d’actualisation utilisés sont cohérents avec ceux servant au calcul du coussin de

solvabilité pour le risque de marché.

Dans toute la mesure du possible, le calcul du coussin de solvabilité est fondé sur des chocs

déterministes, des scénarios ou des simulations de crise. Pour des raisons pratiques, il est

possible d’appliquer une méthode simplifiée faisant appel à des facteurs ou à des formules.

Les résultats et données historiques, s’il y a lieu, servent à définir les chocs et les tests, les

facteurs ou les formules. Des simulations et des méthodes statistiques ou empiriques peuvent

venir étayer ce travail ou le compléter.

Le calcul du coussin de solvabilité s’effectue sur un horizon de risque d’un an et prévoit une

provision terminale calculée en fonction de la valeur des engagements (fulfillment value) qui

tient compte des nouvelles circonstances défavorables et comporte des marges suffisantes

concernant l’incertitude relative à la liquidation ou le transfert des polices.

La méthode applique un choc VAR(99,5) aux hypothèses de meilleure estimation (un

événement qui a lieu environ une fois tous les 200 ans). La VAR(99,5) est utilisée comme

une approximation à l’ECU(99), tel qu’il est recommandé dans le document-cadre de 2008.

Cette méthode simule l’incidence d’un choc d’une durée d’un an sur les hypothèses futures

de meilleure estimation.

La provision terminale simule un choc VAR(85). Les chocs pour toutes les années suivant la

première année sont calculés sur la base de l’impact à long terme du choc ECU(99) 1 an.

L’annexe A présente une comparaison des chocs déterministes à la VAR(85), soit environ

l’ECU(70).

Le coussin de solvabilité pour les risques d’assurance tient compte des avantages de la

diversification à l’intérieur d’un risque d’assurance particulier ainsi que d’un risque à l’autre.

La description des bénéfices liés à la diversification à l’intérieur d’un risque d’assurance

particulier est présentée ci-après alors que la description des bénéfices liés à la diversification

d’un risque à l’autre (en incluant les risques liés aux actifs) est présentée dans le document

«Agrégation et diversification – Informations complémentaires ».

Tous les flux de trésorerie du passif de meilleure estimation sont nets de réassurance.


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Le coussin de solvabilité relatif aux polices avec participation et aux produits ajustables est

calculé comme si tous les contrats étaient sans participation et non ajustables, sans réduction

pour les éléments discrétionnaires. Un crédit pour les polices avec participation et les

produits ajustables est établi séparément à l’égard de tous les risques : risque de marché,

risque de crédit et risque opérationnel.

Notre examen et notre analyse ont pris en compte les tendances à l’échelle internationale, les

cadres de capital et de solvabilité en vigueur dans d’autres pays ainsi que d’autres études et

faits nouveaux. À cet égard, nous avons trouvé une importante somme de renseignements

concernant Solvabilité II et son constant réétalonnage à la lumière d’études d’impact

quantitatives. Afin d’en faciliter la consultation, nous présentons à l’annexe A un résumé des

chocs de la cinquième étude d’impact quantitative (ÉIQ no 5) de Solvabilité II.

Risque de mortalité

Par risque de mortalité, on entend le risque lié à la variabilité des flux de trésorerie du passif

due aux taux de décès.

Les polices d’assurance-vie individuelle doivent être testées au niveau du portefeuille afin de

déterminer si elles sont fondées sur les décès ou la survie. De façon générale, si la prise en

compte des chocs de niveau et de tendance de la mortalité a pour effet d’augmenter le passif,

les polices concernées doivent être prises en compte dans le coussin de solvabilité de niveau

et tendance du risque de mortalité. Si la prise en compte des chocs de niveau et de tendance

de la mortalité a pour effet de diminuer le passif, les polices concernées, qui sont fondées sur

les décès, doivent être prises en compte dans le coussin de solvabilité de niveau et de

tendance du risque de longévité.

Afin d’effectuer les tests pour les risques de volatilité et catastrophe de la mortalité, les

polices fondées sur la survie et les décès doivent être combinées.

On pourrait devoir clarifier la méthode employée à l’égard de certains produits, telles les

garanties Décès et mutilation accidentels (DMA); cependant, aux fins de cet ÉIQ, ces

garanties doivent être traitées au même titre que l’assurance-vie à l’exception d’un traitement

distinct pour le risque de catastrophe de la mortalité.

Les garanties minimales de la prestation de décès pour les produits indexés avec transfert de

risque doivent être traitées conformément aux directives actuelles du MMPRCE.

Les coussins de solvabilité pour le risque de mortalité doivent être calculés pour les risques

de niveau, de tendance, de volatilité (processus) et de catastrophe dans l’ÉIQ.

Le coussin de solvabilité total du risque de mortalité doit être calculé pour chaque territoire et

correspondre à la somme de :

(a) la racine carrée de la somme des composantes du risque de volatilité au carré et du risque

de catastrophe au carré

(b) la somme des composantes du risque de niveau et du risque de tendance


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Risque de niveau

Le risque de niveau est calculé pour tous les produits d’assurance-vie individuelle fondés sur

la survie qui incluent un risque de mortalité.

(a) Dans le cas du risque de niveau, le choc consiste en un facteur appliqué comme une

hausse permanente du taux de mortalité de meilleure estimation pour chaque âge et

pour toutes les durées de police (c.-à-d., (1 + facteur) x taux de mortalité de meilleure

estimation).Le facteur est basé sur les caractéristiques du portefeuille. Il correspond

au minimum entre :+7,5 % + ratio du coussin de solvabilité de volatilité calculé pour

la vie individuelle sur le montant des réclamations prévues l'année suivante

(b) +25 %

Le coussin de solvabilité pour le risque de niveau est égal à la différence entre la valeur

actualisée des flux de trésorerie soumis au choc et la valeur actualisée des flux de trésorerie

de meilleure estimation pour toutes les années.

Pour éviter un double comptage avec le risque de volatilité de la mortalité, soustraire du

risque de niveau le coussin de solvabilité lié au choc du risque de niveau variable (minimum

entre 7,5 % + ratio et 25 %) appliqué sur la meilleure estimation des taux de mortalité pour

chaque âge et police pour la première année suivant la date d'évaluation pour les produits

fondés sur la survie uniquement.

Méthode appliquée pour analyser le risque de niveau

Les données ayant servi à définir le choc de risque de niveau ont été tirées de la série

d’études de l’Institut canadien des actuaires (ICA) intitulée Risques normaux grande branche

au Canada, assurance-vie individuelle, capital assuré brut, périodes comprises entre 1998 et

2007 (les résultats sont indiqués ci-après).

Des régressions sur les données historiques classées selon le sexe et l’usage du tabac ont été

réalisées pour produire les meilleures estimations.

À l’aide des données historiques et d’un point de données projeté basé sur le choc

VAR(99,5), nous avons effectué une autre régression pour calculer la variation du niveau due

au choc, dans l’hypothèse d’une distribution normale.

Nous avons défini les chocs en nous fondant sur les résultats réels observés sur une période

de 10 ans et sur les résultats projetés sur 30 ans après un événement VAR(99,5). Si la période

de projection se prolongeait jusqu’à 50 ou 60 ans, la taille des chocs pourrait être plus

importante. Il faudra approfondir l’analyse pour pouvoir déterminer la bonne augmentation

du choc au fil des ans.

Le calcul du choc VAR(99,5) repose sur l’erreur quadratique moyenne, qui mesure l’écart

par rapport à la tendance plutôt que par rapport à la moyenne, éliminant ainsi l’incidence de

la tendance fondamentale sur les ratios de mortalité.

Un choc unique de 15 % a été développé, basé sur la moyenne pondérée des différentes

catégories de mortalité (c.-à-d., sexe et usage du tabac) et le jugement professionnel.


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Le facteur variable final utilisé suppose 50 % du choc unique additionné d’un facteur

reconnaissant les caractéristiques du portefeuille (taille et rétention)

Le facteur de 50 % est utilisé puisque le risque de niveau est moins en lien avec le

portefeuille de l’assureur que le risque de volatilité. Cela revient donc à faire l’hypothèse que

50 % du risque de niveau est lié au portefeuille.

Le coussin de volatilité est utilisé dans le calcul du facteur variable puisque les chocs de

niveau sont relativement dépendants de la volatilité de première année.

Constatations

Le tableau suivant résume l’éventail des chocs possibles selon les diverses périodes des

études de l’ICA, lesquelles sont basées sur le capital assuré brut. Les résultats donnent à

penser qu’un choc de 15 % est raisonnable vu l’important montant d’assurance des non-

fumeurs, hommes et femmes confondus.

Catégorie 1998-

2007 1997-

2006 1997-

2005 2003-

2006 HF 13 % 10 % 9 % 26 %

HNF 7 % 7 % 3 % 8 % FF 11 % 11 % 10 % 14 %

FNF 11 % 10 % 8 % 24 %

L’analyse des résultats a aussi porté sur un nombre limité d’assureurs individuels de petite,

moyenne ou grande taille. Les résultats se situaient entre 4 % et 25 % dans le cas des gros

assureurs, en ce qui concerne les hommes non-fumeurs, et entre 9 % et 43 % dans le cas des

assureurs de petite ou de moyenne taille, en ce qui concerne les hommes fumeurs. En règle

générale, les chocs sont relativement moins élevés à l’égard des hommes non-fumeurs, du

fait de leur plus grand nombre, ce qui réduit les variations. Un choc de 20 % est obtenu d’une

distribution hypothétique des contrats assurés, soit hommes : 80 %, femmes : 20 %,

fumeurs : 20 % et non-fumeurs : 80 %.

La formule utilisée dans l’ÉIQ pour la volatilité de la mortalité est basée sur la variation

anticipée des réclamations nettes pour la prochaine année et est calculée sur une base police

par police. Elle prend en considération la taille du portefeuille ainsi que le niveau de rétention

net. C’est pourquoi le coussin pour la volatilité est utilisé dans le calcul du choc de niveau

variable.


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Le choc de volatilité en pourcentage des flux de trésorerie de première année, obtenu par la

formule de volatilité, diminue grandement avec la taille du portefeuille. Tel qu’illustré dans

le tableau ci-dessous, les chocs passent d’environ 4-5 % des réclamations attendues pour les

portefeuilles de grande envergure à 30 % pour les portefeuilles de petite taille. Le choc

augmente jusqu’à 70-100 % pour les portefeuilles de très petite taille. Les pourcentages de

choc sont basés sur les données fournies par les assureurs :

Volatilité

moyenne

Réclamations

attendues

moyennes Ratio

Ratio

+7,5 %

#1-10 39 521 774 614 5,1 % 12,6 %

#1-20 23 248 405 775 5,7 % 13,2 %

#11-20 6 974 36 936 18,9 % 26,4 %

#20-... 1 123 3 634 30,9 % 38,4 %

Pour les portefeuilles où il existe une concentration au niveau des âges, la formule utilisée

pour le risque de volatilité résulte en une volatilité inférieure lorsque le montant net au risque

est élevé et que le niveau de couverture est peu dispersé. Le facteur de niveau variable reflète

en partie cette réalité.

Autres considérations

Nous avons considéré l’application de chocs différents pour les hommes et les femmes et les

fumeurs et les non-fumeurs, mais le choc pour les hommes non-fumeurs serait très bas.

Risque de tendance

Le risque de tendance est calculé pour tous les produits d’assurance-vie individuelle fondés

sur la survie qui incluent un risque de mortalité.

Le choc de risque de tendance est égal à 75 % des hypothèses d’amélioration de la mortalité

de meilleure estimation utilisées pour la MCAB. Cependant, elles ne doivent pas être plus

favorables que les taux de base proposés par l’ICA pour l’amélioration de la mortalité. Le

choc s’applique à chaque année d’amélioration de la mortalité pendant 25 ans, suivis

d’aucune amélioration par la suite.

Par souci de clarté, les flux de trésorerie soumis au choc pour le risque de tendance sont les

flux de trésorerie du passif de meilleure estimation (FTPME) en considérant 25 % des taux

d’amélioration de la mortalité de base de la MCAB, avec la contrainte mentionnée

précédemment à l’égard des taux de base proposés par l’ICA pour l’amélioration de la

mortalité.


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À titre d’exemple, en utilisant les taux de base pour l’amélioration de la mortalité de l’ICA

pour les âges 0-40 (c.-à-d. le facteur d’amélioration de 2 %) :

o Si l’hypothèse d’amélioration de meilleure estimation de la MCAB est de 3 %, les

flux de trésorerie soumis au choc sont basés sur une hypothèse d’amélioration de :

25 % * minimum (3 %;2 %) = 0,5 %.

o Si l’hypothèse d’amélioration de meilleure estimation de la MCAB est de 1,5 %, les

flux de trésorerie soumis au choc sont basés sur une hypothèse d’amélioration de :

25 % * minimum (1,5 %;2 %) = 0,375 %.

Le coussin de solvabilité pour le risque de tendance est égal à la différence entre la valeur

actualisée des flux de trésorerie soumis au choc et la valeur actualisée des FTPME pour

toutes les années.

Méthode appliquée pour analyser le risque de tendance

Nous avons défini le choc relatif à la tendance future des hypothèses d’amélioration de la

mortalité de meilleure estimation en nous fondant sur le rapport de Mary Hardy et coll.

intitulé Report on Mortality Improvement Scales for Canadian Insured Lives4. À la lumière

de ce rapport, un groupe désigné de l’ICA, sous l’autorité du Conseil des normes actuarielles,

a établi qu’un intervalle de confiance à 75 % était cohérent avec une marge comprise entre

26 % et 44 %, et qu’un intervalle de confiance à 97,5 % était cohérent avec une marge

comprise entre 83 % to 100 %.

Pour déterminer le choc, nous avons examiné le rapport de recherche et fait usage de

jugement professionnel.

Constatations

L’examen des taux d’amélioration de la mortalité des Canadiens (moyenne mobile sur un an,

données classées selon le sexe et par groupes d’âges) révèle des périodes où les taux sont très

faibles, voire nuls.

4 http://www.soa.org/files/pdf/cia-mortality-rpt.pdf

Moyenne mobile sur un an

Hommes Femmes

Années 15-44 45-64 65-84 15-44 45-64 65-84

Moyenne

1926-2005 1,6 % 1,0 % 0,8 % 2,5 % 1,4 % 1,2 %

Moyenne

1926-1976 1,3 % 0,2 % 0,2 % 3,0 % 1,4 % 1,1 %

Moyenne

1926-1946 1,8 % -0,1 % 0,1 % 3,0 % 0,9 % 0,5 %


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Risque de volatilité (processus)

Le risque de volatilité est calculé pour tous les produits d'assurance-vie individuelle et

collective qui incluent un risque de mortalité. Il est mesuré globalement (c.-à-d. produits

fondés sur la survie et le décès) par territoire, mais est sujet au minimum de zéro.

Le risque de volatilité est égal à :

2,7 x A x E / F

où :

A représente l’écart-type des sinistres-décès nets projetés dans l’année à venir et se définit

comme suit :

2q)bq(1A

où :

q est égal à la mortalité de meilleure estimation dans le cas d’une police particulière

b désigne la prestation de décès nette pour cette police.

La somme est calculée sur l’ensemble des polices. De plus, le calcul doit se fonder sur les

sinistres par police plutôt que sur les sinistres par tête. Les polices portant sur une même tête

peuvent être traitées comme des polices distinctes, mais les garanties distinctes sur une même

tête qui sont offertes sous une seule police doivent être regroupées. Si ce regroupement ne

peut se faire en raison des limites des systèmes, l’impact doit néanmoins être mesuré et pris

en compte dans l’exigence totale.

E représente le total du montant net au risque de l’ensemble des polices

F représente le total du capital assuré net de l’ensemble des polices.

Le coussin de solvabilité est égal au montant calculé ci-dessus d’après le risque de volatilité.

Méthode appliquée pour analyser le risque de volatilité (processus)

L’ÉIQ applique la méthode actuelle du MMPRCE à l’égard du risque de volatilité, mais

avec substitution de la VAR(99,5) ou l’ECU(99) à l’ECU(95) et sans l’utilisation du

facteur B (logarithme naturel de la duration). La méthode actuelle tient compte des

caractéristiques et de la taille des portefeuilles propres à chaque assureur.

La suppression du facteur B s’explique par l’utilisation d’une période de référence d’un an

plutôt qu’une période viagère.


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Constatations

Selon la méthode actuelle avec les modifications énoncées précédemment, l’exigence en

capital au titre de la volatilité correspond à près de 60 % (selon une durée moyenne de sept

années) de la composante volatilité actuelle du MMPRCE. (Si la durée des polices est de,

disons, 20 ans, ce ratio tombe à près de 40 %.)

Dans l’ÉIQ no 5 de Solvabilité II, le choc, unique, est de 15 % et couvre les risques de

niveau, de tendance et de volatilité (processus).

Risque de catastrophe

Le risque de catastrophe est calculé pour tous les produits d'assurance-vie individuelle et

collective qui incluent un risque de mortalité. Il est mesuré globalement (c.-à-d. produits

fondés sur la survie et le décès) par territoire, mais est sujet à un minimum de zéro.

Le choc de risque de catastrophe varie en fonction de la région géographique des

souscripteurs à l’émission des contrats et il correspond à une hausse absolue du nombre de

décès (pour mille assurés) dans l’année à venir, selon les régions suivantes :

Canada 1,0

États-Unis 1,0

Royaume-Uni et Europe 1,5

Autres pays 2,0

Le risque de catastrophe des produits MAM doit être calculé avec 60 % des hypothèses ci-

dessus.

Le coussin de solvabilité pour le risque de catastrophe est égal à la différence entre la valeur


de meilleure estimation, pour toutes les années.

Méthode appliquée pour analyser le risque de catastrophe

Nous avons passé en revue plusieurs études traitant des pandémies, dont celle réalisée par

l’ICA en octobre 2009 et intitulée Considérations relatives à l’élaboration d’un scénario de

pandémie, ainsi que l’étude de la Swiss Re intitulée Pandemic Influenza: A 21st Century

Model for Mortality Shocks, publiée en 2007.

Le choc a été rajusté dans le cas des pays où les risques semblent plus faibles en raison de :

o la densité de la population;

o la qualité des soins de santé.

Constatations

L’étude de la Swiss Re a simulé des milliers de pandémies hypothétiques, ce qui a permis

d’estimer la surmortalité qui en découle. Voici les résultats du modèle :

o La pandémie de 1918 était un événement unique en 420 ans.


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o Dans la plupart des pays développés, une pandémie aux 200 ans se traduirait par une

surmortalité de 1 à 1,5 décès pour 1 000 assurés, incluant un impact significatif sur

les âges les plus jeunes. Le Canada devrait figurer parmi les pays les moins touchés

par une pandémie. Par contre, l’Inde et l’Indonésie sont les pays les plus susceptibles

d’en être affectés.

Le tableau qui suit, tiré du document de recherche de l’ICA, permet de comparer divers

modèles de mortalité associée à une pandémie.

En Australie ainsi que dans l’ÉIQ no 5 de Solvabilité II en Europe, des chocs de 1,5 décès

pour 1 000 sont appliqués. En Australie, la marge se fonde sur la possibilité d’une pandémie

de grippe, mais elle tient compte aussi d’autres risques tels que le terrorisme, les catastrophes

naturelles et d’autres types de pandémie.


Les réassureurs seraient probablement les plus touchés par une modification de l’exigence

actuelle du MMPRCE (facteur par décès pour 1 000 assurés).

Un facteur additif est plus approprié qu’un facteur multiplicatif pour le risque de catastrophe

de la mortalité.


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Risque de longévité

Par risque de longévité, on entend le risque lié à l’augmentation des flux de trésorerie du

passif due à la hausse de l’espérance de vie.

Les polices d’assurance-vie individuelle doivent être testées au niveau du portefeuille afin de

déterminer si elles sont fondées sur les décès ou la survie. Si l’inclusion des chocs de niveau

ainsi que de tendance de la mortalité ont pour effet d’augmenter les passifs, ces polices

doivent être prises en compte dans les coussins de solvabilité du risque de niveau et tendance

de la mortalité. Si l’inclusion des chocs de niveau et de tendance de la mortalité ont pour

effet de diminuer les passifs, les polices concernées, qui sont fondées sur les décès doivent

être prises en compte dans les coussins de solvabilité pour les risques de niveau et tendance

de la longévité.

Les coussins de solvabilité pour le risque de longévité doivent être calculés pour les risques

de niveau et de tendance. Le coussin de solvabilité total pour le risque de longévité est égal à

la somme des composantes pour les risques de niveau et tendance pour chacun des territoires.

Risques de niveau

Le risque de niveau est calculé pour toutes les rentes et toutes les polices d’assurance-vie

fondées sur les décès qui incluent un risque de longévité.

En ce qui concerne les risques de niveau et de volatilité, le choc consiste en une réduction

permanente des taux de mortalité de meilleure estimation, pour chaque âge et chaque police

pour toutes les durées de police comme ceci :

Rentes non enregistrées au Canada -20 %

Rentes enregistrées au Canada -10 %

Rentes enregistrées ou non dans les autres pays -15 %

Polices d’assurance-vie fondées sur les décès dans tous les pays -10 %

Le coussin de solvabilité pour les risques de niveau et de volatilité est égal à la différence

entre la valeur actualisée des flux de trésorerie soumis au choc et la valeur actualisée des flux

de trésorerie de meilleure estimation pour toutes les années.

Afin d’éviter un double comptage avec le risque de volatilité de mortalité pour les produits

d'assurance-vie fondés sur les décès, soustraire du risque de niveau le coussin de solvabilité

lié au choc du risque de niveau de longévité pour la première année suivant la date

d'évaluation pour les produits d’assurance vie individuelle fondés sur les décès.


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Les données ayant servi à définir le choc ont été tirées de la série d’études de l’ICA intitulée

Étude canadienne de mortalité dans les rentes individuelles, qui est basée sur les revenus de

rente de rentiers individuels pour les périodes comprises entre 1997 et 2006.

Les données observées dans le secteur sont classées selon le sexe et l’état d’enregistrement

(hommes ou femmes et REER ou régimes non enregistrés).

Ces données ne sont pas ventilées en fonction des têtes assurées (assurance individuelle ou

sur deux têtes), ni selon les années de résultats.

Des régressions sur les données historiques classées selon le sexe et l’état d’enregistrement

ont été réalisées pour produire les meilleures estimations.

À l’aide des données historiques et d’un point de données projeté basé sur le choc

VAR(99,5), nous avons effectué une autre régression pour calculer la variation du niveau due

au choc, dans l’hypothèse d’une distribution normale.

Un seul choc a été appliqué relativement aux risques de niveau et de volatilité, car le niveau

du choc VAR(99,5) sur un an était similaire à celui du choc de long terme et qu’il n’y avait

donc pas matière à créer un choc distinct.

Nous avons défini les chocs en nous fondant sur les résultats réels observés sur une période

de dix ans et sur les résultats projetés sur 30 ans après un événement VAR(99,5). Si la

période de projection se prolongeait jusqu’à 50 ou 60 ans, la taille des chocs pourrait être

plus importante. Il faudra approfondir l’analyse pour pouvoir déterminer la bonne

augmentation du choc au fil des ans.

Le calcul du choc VAR(99,5) repose sur l’erreur quadratique moyenne, qui mesure l’écart

par rapport à la tendance plutôt que par rapport à la moyenne, éliminant ainsi l’incidence de

la tendance fondamentale sur les ratios de mortalité.

Pour déterminer le choc projeté, nous avons analysé des chocs modélisés et fait usage de


Constatations

Le tableau qui suit résume les résultats des chocs possibles à l’égard des hommes et des

femmes, des contrats enregistrés et non enregistrés, pour la période correspondant à celle des

études du secteur réalisées par l’ICA :

Catégorie

1998-

2007

HE -8 %

HNE -23 %

FE -7 %

FNE -20 %

Les résultats varient de façon significative selon que les contrats sont enregistrés ou non

enregistrés.


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Les contrats non enregistrés versent des rentes supérieures et affichent des ratios de mortalité

inférieurs et des taux d’amélioration de la mortalité supérieurs par comparaison avec les

contrats enregistrés.

Les données des institutions individuelles n’étaient disponibles que sous forme regroupée et

ne se rapportaient qu’à un nombre restreint d’assureurs. Des données supplémentaires ont été

demandées à tous les assureurs ayant participé à l’étude de l’ICA, ce qui devrait nous

permettre d’analyser la variation par assureur et d’être mieux en mesure de déterminer les

chocs.

L’ÉIQ no 5 de Solvabilité II applique un choc de 20 %. On notera que les rentes enregistrées

ont une importance moindre en Europe qu’au Canada du fait de la plus grande utilisation des

régimes de pension en Europe.

Risque de tendance

Le risque de tendance est calculé pour toutes les rentes et toutes les polices d’assurance-vie

fondées sur les décès qui incluent un risque de longévité.

Le choc de risque de tendance est +75 % de l'hypothèse d’amélioration de la mortalité de

meilleure estimation utilisée pour la MCAB. Le choc s'applique à chaque année

d'amélioration de la mortalité pendant 25 ans.

Pour plus de clarté, les flux de trésorerie soumis aux chocs du risque de tendance sont les

FTPME correspondant à 175 % de l'hypothèse d'amélioration de la mortalité de meilleure

estimation

À titre d'exemple, si l’hypothèse d'amélioration de meilleure estimation utilisée pour le calcul

de la MCAB est de 3 %, alors les flux de trésorerie soumis au choc doivent être basés sur une

hypothèse d'amélioration de 175 % x 3 % = 5,25 %.

Le coussin de solvabilité est la différence entre la valeur actualisée des flux de trésorerie

soumis au choc et la valeur actualisée des flux de trésorerie de meilleure estimation pour

toutes les années.


La méthode appliquée pour analyser le risque de tendance est cohérente avec celle utilisée

pour analyser le risque de tendance de la mortalité.

Risques de volatilité et de catastrophe

Les chocs pour les risques de volatilité et de catastrophe de la longévité ne sont pas

considérés comme nécessaires et ne sont pas inclus dans l’ÉIQ.


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Risque de morbidité

Par risque de morbidité, on entend le risque lié à la variabilité des flux de trésorerie du passif

due aux taux des sinistres d’assurance invalidité ou maladie (y compris l’assurance maladies

graves), ainsi qu’aux taux de rétablissement ou de cessation.

Les souscripteurs des types de produits d’assurance suivants présentent un risque de

morbidité :

Invalidité individuelle –assurés actifs et invalides

Invalidité de courte durée (ICD) et de longue durée (ILD) collective –assurés actifs et

invalides

Maladies graves (MG), individuelle ou collective

Soins de longue durée (SLD), individuelle ou collective

Maladie et soins dentaires, collective (incluant les autres produits A-M collective)

Exonération des primes (EP)

Assurance voyage individuelle et collective

Assurance-crédit individuelle et collective

Autres produits A-M individuelle

Certains types de produits d’assurance collective, telle l’assurance pour association, sont

davantage assimilables à de l’assurance individuelle du fait qu’il existe une certaine forme de

sélection des risques individuels.

Le risque de morbidité inclut l'impact du risque de mortalité sur les produits ci-dessus.

L’avenant de remboursement des primes devrait être inclus avec les flux de trésorerie du

produit sous-jacent.

Dans l’ÉIQ, les coussins de solvabilité pour le risque de morbidité doivent être calculés pour

les risques de niveau, de tendance, de volatilité (processus) et de catastrophe.

Le coussin de solvabilité total du risque de morbidité est calculé pour chaque territoire et est

la somme de :

(a) la racine carrée de la somme des composantes du risque de volatilité au carré et du

risque de catastrophe au carré ; et

(b) la somme des composantes du risque de niveau et du risque de tendance.


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Risques de niveau

Le risque de niveau est calculé pour les éléments suivants qui comprennent un risque de

morbidité :

sur la base des taux d'incidence – tous les assurés actifs des produits avec une longue

période de couverture garantie, comme la MG individuelle, l’assurance invalidité

individuelle des assurés actifs et les autres produits d’A-M individuelle;

sur la base des taux de cessation ou de rétablissement – tous les produits dont les assurés

sont invalides, comme ILD, invalidité individuelle et EP;

sur la base des taux de réclamation – les assurés actifs et invalides de l’ICD collective et

de l’assurance SLD individuelle et collective.

Taux d’incidence : Le choc du risque de niveau consiste en une hausse permanente des taux

d’incidence de la morbidité de meilleure estimation pour chaque âge et chaque police pour

toutes les durées de police. Il varie comme suit en fonction des types de produits :

Invalidité individuelle - assurés actifs +25 %

MG individuelle +35 %

Autres produits A-M individuelle +20 %

Taux de cessation ou de rétablissement : Le choc du risque de niveau consiste en une baisse

permanente des taux de cessation ou de rétablissement de la morbidité de meilleure

estimation pour chaque âge et chaque police pour toutes les durées de police. Le choc de

risque de niveau ne varie pas par produit, mais est séparé comme suit :

Invalidité individuelle – assurés invalides -25 %

ILD collective – assurés invalides -25 %

EP – assurés invalides -25 %

Taux de réclamation : le choc du risque de niveau est une augmentation permanente des taux

de réclamation de la morbidité de meilleure estimation pour chaque âge et pour toutes les

durées de police. Le choc de niveau varie selon les produits comme suit :

ICD collective – assurés actifs et invalides +25 %

SLD individuelle- assurés actifs et invalides +30 %

SLD collective assurés actifs et invalides +30 %

Un ajustement au coussin de solvabilité sur la base des caractéristiques du portefeuille est inclus

dans l’ÉIQ n° 4 lorsque suffisamment d'expérience et d'exposition existe. Une formule (similaire

à la formule du MMPRCE) sur la base de la taille des portefeuilles de produits a été mise au

point selon l'expérience et les données utilisées pour l'élaboration des chocs. Nous avons obtenu

l'expérience pour différentes tailles de portefeuilles pour la plupart des produits. La formule pour

les produits d'invalidité est basée sur la formule du MMPRCE actuel ajustée à la taille de ces


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produits uniquement. Dans les prochaines ÉIQ, nous considérerons l'expérience selon la taille

des portefeuilles pour ce type de produit, si elle est disponible.

Le coussin de solvabilité du risque de niveau de morbidité est réduit par un crédit de

diversification à l’intérieur du risque en utilisant une version modifiée du facteur de

fluctuation statistique (FFS) du MMPRCE pour chaque territoire comme suit :

Invalidité

Pour les produits d'invalidité, le FFS pour le risque de niveau est de 50 % du FFS calculé

pour le risque de volatilité.

MG

où MA = montant assuré total

SLD

où C = coussin de solvabilité pour le risque de niveau

Le coussin de solvabilité du risque de niveau pour les taux d’incidence, de cessation et de

réclamation est la différence entre la valeur actualisée des flux de trésorerie soumis au choc

et la valeur actualisée des flux de trésorerie de meilleure estimation pour toutes les années.

Le coussin de solvabilité pour le risque de niveau des produits d’invalidité, de MG et de SLD

est ajusté par le FFS.


Les données ayant servi à définir le choc du risque de niveau ont essentiellement été tirées

des études ou sources suivantes :

o Études sectorielles réalisées par l’ICA sur les taux de cessation d’assurance collective

ILD, basées sur le nombre de polices, pour la période 1988-1997.

o Études de l’ICA sur les taux de cessation d’assurance collective ILD par assureur,

basées sur le nombre de polices, pour la période 2004-2008.

o Étude sectorielle réalisée par la SOA sur les taux d’incidence de l’invalidité,

assurance individuelle, pour la période 1990-1999.

o Étude sectorielle réalisée par la SOA sur les taux de cessation d’invalidité, assurance

collective, pour la période 1990-1999.


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o Les taux d’incidence du Régime de pensions du Canada (RPC) pour la période 1970-

2009 et ceux du Régime de rentes du Québec (RRQ) pour la période 1990-2007 ont

servi à définir les chocs relativement à l’assurance collective ILD, bien que la

définition d’invalidité des deux régimes diffère.

o Rapports de l’actuaire désigné (AD) pour les taux d’incidence des polices

d’assurance individuelle A & M et invalidité (pour la période 2002-2009).

o Pour les produits SLD : diverses études provenant du NAIC, de la SOA et de

Milliman.

o Pour les produits MG : études d’expérience provenant des assureurs.

Les variations d’une année sur l’autre des taux d’incidence, de cessation et de réclamation

ont permis de calculer l’écart-type et le choc VAR(99,5) appliqué aux taux prévus, dans

l’hypothèse d’une distribution normale.

L’événement VAR(99,5) consistait en un choc à la hausse s’appliquant la première année.

Le choc sur un an consiste en l’impact de l’événement VAR(99,5) la première année, tandis

que le choc à long terme est constitué par l’impact sur une période moyenne plus longue,

conformément à la méthode de mise à jour des hypothèses de meilleure estimation.

Nous avons évalué un certain nombre de chocs par durée de police après la première année,

afin de déterminer un choc approprié basé sur la moyenne des résultats techniques des

différents assureurs. En ce qui concerne l’approche standard, l’ÉIQ utilise un choc stable

permanent.

Pour définir les chocs projetés, nous avons analysé des chocs modélisés et fait usage de


Nous n’avons pu établir de chocs distincts pour les hommes et les femmes en raison de

l’insuffisance des données disponibles.

Constatations

Lorsque la période d’étude est plus courte ou qu’elle se situe dans une meilleure conjoncture

économique (p. ex., RRQ par opposition au RPC), les chocs basés sur les résultats techniques

sont généralement plus faibles. D’où l’importance du choix de la période des résultats dans

l’étude des chocs.


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Les tableaux qui suivent résument l’éventail des chocs possibles sur un an et à long terme

(LT) pour différents produits et diverses études basées sur le capital assuré brut. Les résultats

donnent à penser qu’un choc permanent de +/-20 % à +/-25 % est raisonnable.

Incidence Cessation

Invalidité, collective 1 an LT Invalidité, collective 1 an LT

RPC, hommes, tous âges 89 % 18 %

Étude ICA, assureur 4

(hommes) 64 % 14 %

RPC, femmes, tous âges 57 % 11 % Étude ICA, assureur 4 (femmes) 65 % 17 %

RPC, hommes, 60-64 ans 184 % 36 %

Étude ICA, assureur 3

(hommes) 37 % 11 %

RRQ, hommes, tous âges 19 % 3 % Étude ICA, assureur 8 (femmes) 22 % 10 %

RRQ, femmes, tous âges 46 % 9 %

RRQ, hommes, moins de 35 ans 66 % 17 %

Invalidité, individuelle 1 an LT Invalidité, individuelle 1 an LT

Rapports AD 14 % 1 % Rapports AD - -

Étude SOA 25 % 7 % Étude SOA - -

Invalidité, collective 1 an LT Invalidité, collective 1 an LT

Étude ICA - - Étude ICA 15 % 7 %

Invalidité, collective 1 an LT Invalidité, collective 1 1 an LT

Étude ICA, durée 1 - - Étude ICA, durée 1 15 % 2 %



Étude ICA, durées 4-5 - - Étude ICA, durées 4-5 21 % 9 %

Étude ICA, durées 6-10 - - Étude ICA, durées 6-10 15 % 5 %

Étude ICA, durées 11+ - - Étude ICA, durées 11+ 24 % 8 %

Étude SOA, durée 1 - - Étude SOA, durée 1 17 % 7 %



Étude SOA, durées 4-5 - - Étude SOA, durées 4-5 43 % 14 %

Étude SOA, durées 6+ - - Étude SOA, durées 6+ 58 % 20 %

Maladies graves 1 an LT Maladies graves 1 an LT

Rapports AD 49 % 2 % Rapports AD - -

AM, individuelle2 1 an LT A-M, individuelle

2 1 an LT

Étude SOA, durée 1 - 37 % Étude SOA, durée 1 - -





Étude SOA, durées 6-10 - 9 % Étude SOA, durées 6-10 - -


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Incidence Cessation

A-M, individuelle (prestations

courte durée) 1 an LT A-M, individuelle (prestations

courte durée) 1 an LT

Étude SOA, durée 1 - - Étude SOA, durée 1 - 22 %



Étude SOA, durées 4-5 - - Étude SOA, durées 4-5 - 39 %

A-M, individuelle (prestations

longue durée) 1 an LT A-M, individuelle (prestations

longue durée) 1 an LT






1Rétablissements seulement (exclut les décès).

2A-M s’entend des prestations d’invalidité visant à compenser le manque à gagner de l’assuré invalide à la suite

d’un accident ou d’une maladie (définition équivalente à celle de l’assurance invalidité individuelle au Canada).

L’expérience des produits SLD basée sur les coûts des réclamations est plus appropriée que

l’expérience basée sur les taux d’incidence et de cessation. Les chocs de réclamation basés

sur les données individuelles des assureurs démontrent qu’un choc de 15 % serait approprié

pour les assureurs de grande taille alors qu’un choc de 60% serait approprié pour les

assureurs de plus petite taille. En considérant l’inclusion d’une marge pour la provision

terminale, un choc total (niveau et volatilité) de l’ordre de 30 % à 75 % serait approprié.

Dans l’ÉIQ no 5 de Solvabilité II, les chocs consistent en une augmentation de 35 % des taux

d’invalidité dans l’année à venir afin de couvrir le risque de volatilité, suivis d’une hausse

permanente de 25 % des taux d’invalidité à chaque âge dans les années suivantes pour

couvrir les risques de niveau et de tendance. De plus, le cas échéant, une réduction

permanente de 20 % des taux de rétablissement de morbidité/d’invalidité s’applique pour

couvrir le risque de prolongation d’invalidité. Il n’y pas de choc explicite pour couvrir le

risque de catastrophe.

Les chocs étudiés dans l’ÉIQ no 5 de Solvabilité II sont basés sur des études réalisées au

R.-U. et en Suède. Dans ce dernier pays, les variations annuelles (22 institutions) de 2002 à

2007 étaient comprises entre 23 % et 127 % dans le cas des taux d’incidence et entre 31 % et

126 % dans le cas des taux de rétablissement (9 institutions). Le groupe de travail UK

Actuarial Profession Healthcare Reserving Working Party a entrepris une enquête portant sur

les niveaux des chocs de morbidité du type une fois tous les 200 ans qu’appliquent les grands

assureurs au R.-U. En ce qui concerne l’assurance protection du revenu, ces chocs avaient

une valeur moyenne de 27 % dans le cas des taux de survenance d’invalidité et de 15 % dans

le cas des taux de cessation. Pour ce qui est de l’assurance MG, les marges de morbidité,

censées représenter un choc VAR(99,5) sur un an, avaient une valeur moyenne de près de

40 %. Par ailleurs, une étude publiée en 2004 par Watson Wyatt au sujet de l’hypothèse

VAR(99,5) s’appliquant sur une période de 12 mois, qui avait été proposée au R.-U. pour les

rapports ICAS, indiquait un niveau d’augmentation hypothétique très varié du nombre de


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nouvelles demandes de prestations d’assurance maladie et invalidité, qui variait de 10 % à

60 %, pour une moyenne de près de 40 %. Les scénarios couvraient les risques de volatilité et

de niveau, mais pas explicitement les risques de tendance et de catastrophe.


À l’heure actuelle, le risque d’invalidité est pris en compte, dans la MCAB, par la

constitution d’une marge faible et d’une marge élevée à hauteur respectivement de 5 % et

20 %. La composante du MMPRCE repose sur des facteurs qui s’appliquent aux primes dans

le cas du risque de nouveaux sinistres et au passif pour ce qui est du risque de prolongation

d’invalidité. Les facteurs, qui sont fonction de la période de garantie et de la période

d’invalidité, varient de 12 % à 40 % quant au risque de nouveaux sinistres et de 2 % à 8 %

quant au risque de prolongation. Ces facteurs sont basés sur des méthodes empiriques. Il

existe aussi un ajustement statistique qui tient compte du volume d’affaires et qui peut

réduire les facteurs d’un taux pouvant atteindre 30 %.

Nous avons examiné le niveau des marges pour écart défavorable (MÉD) dans la MCAB par

produit pour un certain nombre d’assureurs de petite, moyenne ou grande taille, et les

résultats figurent dans le tableau ci-dessous.

Type de produit

MÉD

morbidité

moyenne Max. Min.

Choc proposé

1 an

Choc proposé

LT

Inv. indiv., taux

d’incidence 14,2 % 20,0 % 10,0 % 50 % 25 %

Inv. indiv., taux de

cessation 13,1 % 20,0 % 10,0 % 25 % 25 %

ILD, coll., taux

d’incidence 5,8 % 4,0 % 4,0 % 25 %

ILD, coll., taux de

cessation 12,1 % 15,0 % 10,0 % 25 %

MG indiv. 16,9 % 20,0 % 12,5 % 85 % 35 %

A-M, collective 9,4 % 10,0 % 5,0 % 15 %

SLD, taux d’incidence 14,6 % 20,0 % 5,0 % 60 % 30 %

SLD, taux de cessation 12,8 % 18,5 % 5,0 % 60 % 30 %

Exon. pr., collective 11,7 % 10,0 % 10,0 % 25 % 25 %

Exon. pr., individuelle 20,0 % 20,0 % 20,0 % 25 % 25 %

Comme l’indique le tableau, les MÉD actuelles et les chocs proposés varient en fonction du

produit. Les comparaisons doivent être regardées avec prudence puisque la segmentation des

produits et des risques est différente de celle utilisée pour les chocs de l’ÉIQ.

Pour établir une comparaison juste entre les chocs proposés et les exigences actuelles, il

faudrait additionner les facteurs actuels du MMPRCE et les MÉD. Toutefois, ce n’est pas

chose facile, car les facteurs du MMPRCE ne s’appliquent pas de la même manière que les

MÉD.


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Les MÉD sont habituellement à un niveau différent (inférieur) d’ECU que celles du

MMPRCE. Aussi, le choc de première année du MMPRCE pour le risque de volatilité et de

catastrophe n’est pas considéré du tout dans les MÉD.

Il se peut qu’il y ait une corrélation négative entre l’incidence et la cessation à l’intérieur de

groupes tels qu’un groupe d’assurés invalides. Cela peut survenir lorsque, par exemple, une

année avec un niveau d’incidence moins favorable est suivie d’années présentant des niveaux

de cessation favorables. Cette corrélation n’a pas été reflétée dans les niveaux des chocs

puisqu’ils s’appliquent à des groupes de nature différente (c.-à-d. assurés actifs vs. invalides).

Cependant, elle est reconnue implicitement dans le fait que le choc du risque de niveau pour

les taux de cessation ou de rétablissement des assurés invalides de l’assurance ILD collective

(-25 %) n’est pas appliqué pour les assurés invalides futurs. Le choc implicite pour ces

assurés est que les taux de cessation ou de rétablissement de meilleure estimation sont utilisés

pour ceux-ci plutôt que les taux de rétablissement plus élevés attendus pour une cohorte

d’invalides qui le sont devenus à la suite de taux d’incidence beaucoup plus élevés (les taux

d’incidence soumis au choc) que les taux d’incidence de meilleure estimation.

Les FFS pour l’invalidité, la MG et les SLD doivent être pris en compte pour les chocs des

risques de niveau et volatilité.

Risque de tendance

Le risque de tendance est calculé pour les types de produit suivants qui incluent un risque de

morbidité :

tous les assurés actifs des produits avec une longue période de couverture garantie,

comme la MG individuelle, l’assurance invalidité individuelle des assurés actifs et les

autres produits d’A-M individuelle;

tous les produits dont les assurés sont invalides, comme ILD, invalidité individuelle et

EP;

tous les assurés actifs et invalides des produits basés sur les taux de réclamation tels que

l’ICD collective et l’assurance de SLD individuelle et collective (lorsque les produits

sont évalués en fonction des réclamations totales, au lieu des taux d'incidence et de

cessation).

Le choc de risque de tendance est de -100 % de l'hypothèse de meilleure estimation

d’amélioration de la morbidité de la MCAB utilisée par l’actuaire désigné. Le choc

s'applique à chaque année d’amélioration de morbidité pour toutes les années.

Pour plus de clarté, les flux de trésorerie soumis au choc du risque de tendance sont les flux

de passif de meilleure estimation où les taux d'amélioration de la morbidité de meilleure

estimation utilisés dans la MCAB sont mis à zéro pour toutes les durées futures.

Le coussin de solvabilité du risque de tendance est la différence entre la valeur actualisée des

flux de trésorerie soumis aux chocs et la valeur actualisée des flux de trésorerie de meilleure

estimation pour toutes les années. Si l'assureur n'a pas utilisé une hypothèse d'amélioration de

la morbidité dans la MCAB, le coussin de solvabilité du risque de tendance est de zéro.


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La méthode appliquée pour analyser le risque de tendance est cohérente avec l’approche

utilisée pour analyser le risque de tendance de la mortalité.

Risque de volatilité (processus)

Le risque de volatilité est calculé sur le taux d'incidence des produits qui comprennent un

risque de morbidité et dont les assurés sont actifs. Pour certains produits, un choc sur les

réclamations totales s'applique aux assurés actifs et invalides au lieu d'un choc sur le taux

d'incidence.

Le choc de risque de volatilité applicable dans la première année est en ajout du choc

permanent pour le risque de niveau applicable aux taux d'incidence de meilleure estimation.

Il est comme suit :

Invalidité individuelle – assurés actifs +25 %

MG Individuelle +50 %

Autres produits d’A-M individuelle +30 %

Le choc de risque de volatilité applicable dans la première année seulement aux taux

d'incidence de meilleure estimation est comme suit :

ILD collective – assurés actifs +25 %

MG collective +50 %

Le choc de risque de volatilité applicable dans la première année est en ajout du choc

permanent pour le risque de niveau applicable aux réclamations totales de meilleure

estimation. Il est comme suit :


SLD individuelle - assurés actifs et invalides +30 %

SLD collective - assurés actifs et invalides +30 %

Le choc de risque de volatilité applicable dans la première année seulement aux taux

d'incidence de meilleure estimation est comme suit :

Maladie collective (incluant les autres produits A-M collective) +15 %

Dentaire collective +20 %

Voyage +50 %

Crédit +50 %


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Un ajustement au coussin de solvabilité sur la base des caractéristiques du portefeuille est

inclus dans l’ÉIQ. Comme pour le risque de niveau, le coussin de solvabilité du risque de

volatilité de morbidité est réduit par un crédit de diversification à l’intérieur du risque en

utilisant une version modifiée du facteur de fluctuation statistique (FFS) du MMPRCE basé

sur le niveau d’exposition pour chaque territoire comme suit :

Invalidité

Où C = coussin de solvabilité du risque de volatilité

MG

Où MA = montant assuré total

SLD


Assurance voyage


Assurance collective maladie et dentaire (incluant les autres produits A-M collective)



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Le coussin de solvabilité pour le risque de volatilité est égal à la différence entre la valeur



Le coussin de solvabilité pour le risque de volatilité est ajusté par le FFS.

Méthode appliquée pour analyser le risque de volatilité (processus)

Les données et la méthode utilisées pour définir les chocs de risques de niveau et de tendance

susmentionnés ont aussi servi à définir le choc de volatilité de première année.

Pour les produits tels que l’assurance maladie/dentaire collective ainsi que l’assurance

voyage et crédit où il n’y a pas de choc à long terme, les données individuelles des assureurs

(grande et petite taille) ont été utilisées pour le calcul des chocs.

Le FFS a été utilisé afin de refléter le fait que l’impact d’un choc sur des portefeuilles

d’assurance relativement homogènes au niveau des montants assurés (dû, par exemple, au

type de produit et/ou au niveau d’atténuation des risques) est moins important que sur les

portefeuilles moins homogènes.

Constatations

L’assurance maladie/dentaire collective présente une fréquence plus élevée que l’assurance

invalidité collective et les caractéristiques d’atténuation des risques réduisent l’impact des

réclamations.

Les assurances voyage et crédit comportent un niveau de sélection limité et le niveau de leur

choc est lié à la fréquence et l’exposition, c.-à-d. qu’une fréquence plus élevée et une plus

grande exposition auront pour impact des chocs inférieurs.

L’assurance hypothécaire et l’assurance crédit sont affectés par le cycle économique.

Le choc utilisé dans l’ÉIQ no 5 de Solvabilité II comporte un choc explicite de volatilité à

hauteur de 35 % des taux d’incidence.


Le choc de risque de volatilité pourrait être basé sur les données de l’ensemble du secteur ou

sur les résultats d’assureurs particuliers, si ces données ou résultats existaient.

Tel qu’il est indiqué dans le document de recherche de l’ICA sur les exigences de capital en

ce qui concerne l’assurance MG, publié en juin dernier, il faudra approfondir les recherches

pour recommander une méthode à l’égard du risque de volatilité lié à ce type d’assurance5.

5 ICA. Exigences de capital pour l’assurance maladies graves, document de travail, juin 2011.


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Le risque de catastrophe est calculé sur les taux d'incidence des produits qui comprennent un

risque de morbidité et dont les assurés sont actifs.

Pour certains produits, un choc sur les réclamations totales s'applique aux assurés actifs et

invalides au lieu d'un choc de taux d'incidence.

Un choc de catastrophe ne s'applique pas aux taux de réclamation pour des produits tels que

l’assurance maladie et dentaire collective ainsi que l’assurance voyage et l’assurance-crédit

individuelle et collective.

Les chocs du risque catastrophe sur les taux d'incidence sont les suivants :

Invalidité individuelle – assurés actifs +25 %

ILD collective – assurés actifs +25 %

MG individuelle +5 %

MG collective +5 %

Autres produits A-M (autre que l'invalidité et MG) +25 %

Les chocs du risque catastrophe sur les taux de réclamations sont les suivants :


SLD individuelle - assurés actifs et invalides +10 %

SLD collective - assurés actifs et invalides +10 %

Le choc est d'un an seulement et est un multiple de l'hypothèse de morbidité de meilleure

estimation (soit 125 % ou 110 % des hypothèses les plus probables).





Aux termes du document de recherche de l’ICA portant sur l’élaboration d’un scénario de

pandémie6 :

« Dans un scénario de pandémie grave, en vertu duquel au moins 25 % de la population est

infectée et que l’accès aux hôpitaux est largement restreint, il se peut qu’une très grande

proportion des assurés soutienne, à juste titre, que la protection débute au premier jour de

l’infection. S’ajoute à cela le segment de la population qui s’isole par crainte et qui, selon

6 ICA. Considérations relatives à l’élaboration d’un scénario de pandémie, document de travail, octobre 2009.


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certaines estimations, pourrait représenter une autre tranche d’au moins 25 % de la

population. »

Pour définir le choc, nous avons examiné le document de recherche et fait usage de jugement

professionnel.

Constatations

L’ÉIQ no 5 de Solvabilité II étudie trois scénarios pour couvrir le risque de catastrophe lié à

l’assurance invalidité (voir l’annexe 2).


Des examens additionnels devront être conduits afin de vérifier s’il serait plus approprié

d’utiliser un choc additif plutôt que multiplicatif pour le risque de catastrophe de la

morbidité.

Risque de déchéance ou risque lié au comportement des souscripteurs

Par risque de déchéance, on entend le risque lié à la variabilité des flux de trésorerie du passif

due aux taux de résiliation des polices.

Cette résiliation de la part des souscripteurs englobe aussi bien la résiliation partielle ou

totale des contrats d’assurance que la diminution ou l’interruption ou la reprise de la garantie

d’assurance.

Les polices doivent être testées au niveau du portefeuille afin de déterminer si elles sont

fondées sur les déchéances ou sensibles aux déchéances. La logique du point de changement

n’est pas nécessaire à cet effet mais peut être utilisée.

Les produits fondés sur les déchéances et les produits sensibles aux déchéances sont censés

être corrélés négativement (les assurés sont censés être rationnels) à des fins de solvabilité.

Dans l’ÉIQ, les coussins de solvabilité pour le risque de déchéance doivent être calculés pour

les risques de niveau, de tendance, de volatilité (processus) et de catastrophe.

Le coussin de solvabilité total couvrant le risque de déchéance est calculé par territoire et est

égal à la somme de :

(a) la racine carrée de la somme des composantes du risque de volatilité au carré et du risque

de catastrophe au carré ; et

(b) la somme des composantes du risque de niveau et du risque de tendance.

Étant donné que le risque de déchéance n’est probablement important que pour les produits

comme l’assurance A -M et l’assurance-vie individuelle, nous avons établi des composantes

risque de déchéance uniquement pour ces produits.


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En ce qui concerne les produits autres que l’assurance-vie individuelle et l’assurance A- et

M, le risque lié au comportement des souscripteurs est davantage associé au risque de

liquidité ou au risque de concordance actif-passif; ces risques feront l’objet d’un traitement

distinct et ne sont pas pris en compte dans le coussin de solvabilité pour les risques

d’assurance.

Risques de niveau et de tendance

Les risques de niveau et de tendance calculés pour toutes les polices d’assurance-vie

individuelle, toutes les polices d’assurance invalidité individuelle dont les assurés sont actifs,

toutes les polices d’assurance contre les maladies graves individuelle, toutes les polices

d’assurance de soins de longue durée individuelle dont les assurés sont actifs et toutes les

autres polices d’assurance A-M individuelle qui incluent un risque de déchéance.

Le choc des risques combinés de niveau et de tendance consiste en une hausse ou une baisse

permanente de 20 % des taux de déchéance de meilleure estimation pour chaque âge et

chaque police pour toutes les durées de police (i.e. utiliser 120 %/80 % des taux de

déchéance de meilleure estimation) et la logique du point de changement est permise.

En ce qui concerne les T-10 et autres produits renouvelables (et les produits temporaires

renouvelables et transformables), il faut appliquer un choc supplémentaire de +30 % à

chaque année de renouvellement, i.e. le choc total au renouvellement est 150 % des taux

courants de déchéance pour les produits sensibles aux déchéances et 50 % des taux courants

de déchéance pour les produits fondés sur les déchéances (+/-20 % du risque de niveau et de

tendance et +/-30 % pour le risque de renouvellement). Le choc au renouvellement

s’applique à tous les assurés incluant ceux en bonne santé et la direction du choc doit être

testée pour obtenir un coussin de solvabilité positif comme pour le test des polices fondées

sur les déchéances..

Pour ce qui est des produits fondés sur les déchéances tels les T-100 et la VU à coût

d’assurance nivelé, si la logique du point de changement est utilisée, le choc sera positif ou

négatif selon que le niveau de la réserve et celui de la valeur de rachat, le cas échéant,

donnera lieu à une exigence positive tel que testé précédemment.

Les taux de déchéance sont limités à 100 % lorsque le choc augmente le taux de déchéance à

plus de 100 %.

Les polices collectives qui sont individuellement souscrites devraient être traitées comme des

polices individuelles.

Le coussin de solvabilité pour les risques de niveau et de tendance est égal à la différence

entre la valeur actualisée des flux de trésorerie soumis au choc et la valeur actualisée des flux

de trésorerie de meilleure estimation pour toutes les années.


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Le coussin de solvabilité pour les polices fondées sur les déchéances est calculé séparément

du coussin pour les polices sensibles aux déchéances aux fins d’agrégation.

Méthode appliquée pour analyser les risques de niveau et de tendance

Les données ayant servi à définir le choc des risques de niveau et de tendance ont été

principalement tirées des études sectorielles réalisées par l’ICA sur les taux de déchéance des

produits T-100 et VU à coût d’assurance nivelé, études qui étaient basées sur le nombre de

polices et la période 1999-2004. Des données ont aussi été tirées des études de l’ACLI sur la

résiliation des polices d’assurance-vie, basées sur les taux observés (par capital assuré) de

1965 à 2009, ainsi que des fichiers du BSIF portant sur les taux de résiliation des produits

T-10 enregistrés par certaines institutions en 2006 et 2009.

Les résultats ont été analysés selon l’âge et l’année de police.

Les variations d’une année sur l’autre des taux de déchéance ont permis de calculer l’écart-

type et le choc VAR(99,5) appliqué aux taux de déchéance prévus, dans l’hypothèse d’une

distribution normale.

L’événement VAR(99,5) consistait en un choc à la hausse s’appliquant aux trois premières

années de police, période pendant laquelle les taux de déchéance accrus ont des effets

indésirables, et en un choc à la baisse s’appliquant après ces trois premières années, période

où ce sont les taux de déchéance inférieurs qui ont des effets indésirables. Les taux observés

pour le produit T-10 ont été subdivisés davantage, en fonction des périodes avant et après

choc et d’une période ultime.

Le choc sur un an consiste en l’impact moyen observé sur les trois premières années, tandis

que le choc à long terme est constitué par l’impact moyen observé après les trois premières

années, conformément à la méthode de mise à jour des hypothèses de meilleure estimation.

Pour définir les chocs projetés, nous avons analysé des chocs modélisés et fait usage de


Nous n’avons pas établi d’hypothèse distincte portant sur le risque de tendance du fait du

comportement complexe des souscripteurs lié à la conjoncture économique.


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Constatations

Le tableau qui suit résume l’éventail des chocs possibles sur un an et à long terme pour

différents produits et diverses études basées sur le capital assuré brut. Bien que les résultats

institution par institution indiquent qu’un choc permanent de l’ordre +/-20 % à +/-30 % est

raisonnable, les moyennes ci-après ne sont pas aussi éloquentes.

Choc années 1-3 Choc années 3+

VU CA nivelé 1 an LT 1 an LT

54 % 16 % -46 % -16 %

T-100 65 % 15 % -55 % -19 %

Choc

Étude de l’ACLI (É.-U.) 1 an LT

Tous les produits d’assurance-vie individuelle -64 % -18 %

Choc années 1-3 Choc années 4-9 Choc années 10-12 Choc années 12+

T-10 1 an LT 1 an LT 1 an LT 1 an LT

16-25 55 % 18 % -88 % -26 % -92 % -54 % -100 % -57 %

26-35 37 % 14 % -45 % -14 % -65 % -16 % -92 % -25 %

36-45 51 % 17 % -29 % -8 % -49 % -19 % -96 % -23 %

46-55 44 % 18 % -75 % -29 % -63 % -26 % -100 % -4 %

56+ 191 % 58 % -100 % -18 % -73 % -18 % - -

Moyenne 75 % 25 % -67 % -19 % -69 % -26 % -97 % -27 %

Dans l’ÉIQ no 5 de Solvabilité II, le choc de risque de déchéance est unique et est égal à

+/- 50 %; il couvre les risques de niveau, de tendance et de volatilité (processus).


Nous estimons que la sensibilité des variations des taux de déchéance au montant du capital

assuré et à la taille du portefeuille est moins importante qu’elle ne l’est pour les taux de

mortalité. Cependant, il pourrait être trop difficile d’appliquer correctement ce type

d’ajustement à l’approche standard.


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Nous avons examiné le niveau des MÉD par produit pour un certain nombre d’assureurs de

petite, moyenne ou grande taille, et les résultats figurent dans le tableau ci-dessous :

MÉD

déchéance

MMPRCE

cible plus

Choc

proposé

Choc

proposé

Type de produit moyenne Max. Min. MÉD moyenne 1 an LT

Vie entière

(part.)7 13,2 % 15,0 % 12,5 % 31,2%

50 %

20 %

Vie entière (sans

part.) 13,2 % 15,0 % 12,5 % 31,2 %

50 %

20 %

VU (TRA,

nivelé) 16,1 % 20,0 % 12,5 % 34,9 %

50 %

20 %

T-100 15,8 % 20,0 % 12,5 % 34,6 % 50 % 20 %

Temp. renouv. et

transf. 15,3 % 25,0 % 12,5 % 34,1 %

50 %

20 %

MG 20,0 % 32,5 % 20,0 % 38,8 % 50 % 20 %

ILD 17,5 % 20,0 % 12,5 % 36,3 % 50 % 20 %

SLD 17,5 % 20,0 % 12,5 % 36,5 % 50 % 20 %

Comme l’indique le tableau, les MÉD actuelles et les chocs proposés varient en fonction du

produit. Le niveau cible du MMPRCE, dans leur forme actuelle, ajoutent une marge de

18,75 % aux MÉD de façon à porter l’exigence en capital totale à une valeur très légèrement

supérieure aux chocs de l’ÉIQ. Dans cette dernière, un choc est appliqué la première année

aux produits temporaires renouvelables, et une composante de risque de résiliation en masse

y est aussi ajoutée.

En ce qui concerne les polices avec participation, les MÉD sont déjà réduites (par

comparaison à celles des polices sans participation), mais les chocs de l’ÉIQ ne diffèrent pas

selon qu’il s’agisse de polices avec ou sans participation. Le crédit pour les polices avec

participation et les produits ajustables fait l’objet d’un calcul distinct.

Risque de volatilité

Le risque de volatilité est calculé pour toutes les polices d’assurance-vie individuelle, toutes

les polices d’assurance invalidité individuelle dont les assurés sont actifs, toutes les polices

d’assurance contre les maladies graves individuelle, toutes les polices d’assurance de soins

de longue durée individuelle dont les assurés sont actifs et toutes les autres polices

d’assurance A-M individuelle qui incluent un risque de déchéance.

Le choc de risque de volatilité est égal à +/- 30 % la première année en plus des chocs

permanents de +/- 20 % des risques de niveau et de tendance.

7 Les marges du MMPRCE pour les polices avec participation sont considérées sans participation.


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Pour plus de clarté, le choc total de première année est 150 %/50 % des taux de déchéance de

meilleure estimation comprenant 30 % pour le risque de volatilité et 20 % pour le risque de

niveau et de tendance.

Le coussin de solvabilité pour le risque de volatilité est égal à la différence entre la valeur



Le coussin de solvabilité pour les polices fondées sur les déchéances est calculé séparément

du coussin pour les polices sensibles aux déchéances aux fins d’agrégation.

Méthode appliquée pour analyser le risque de volatilité

Les données et la méthode décrites précédemment à la partie portant sur les risques de niveau

et de tendance ont aussi servi à définir le choc de risque de volatilité de première année.

Constatations

L’ÉIQ no 5 de Solvabilité II ne prévoit pas de choc de volatilité explicite particulier.


Le risque de catastrophe est calculé pour toutes les polices d’assurance-vie individuelle

sensibles aux déchéances, toutes les polices d’assurance invalidité individuelle dont les

assurés sont actifs, toutes les polices d’assurance contre les maladies graves individuelle,

toutes les polices d’assurance de soins de longue durée individuelle dont les assurés sont

actifs et toutes les autres polices d’assurance A-M individuelle qui incluent un risque de

déchéance.

Le choc de risque de catastrophe consiste en un ajout de 30 % au taux de déchéance de

meilleure estimation courant pour une année seulement (c.-à-d. pour une hypothèse de

meilleure estimation de 5 %, le taux total de déchéance devient 5+30=35 %)

Le risque de catastrophe est testé séparément pour les produits sensibles aux déchéances et

ceux fondés sur les déchéances dans chaque territoire et il est soumis à un minimum de zéro.





Les chocs ont été déterminés en tenant compte de l’impact du comportement des assurés

plutôt qu’en tenant compte de l’impact financier sur l’assureur.

Un assuré ne sait pas si le passif de sa police est positif ou négatif.


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Constatations

L’ÉIQ no 5 de Solvabilité II comporte une composante de risque de résiliation en masse qui

est égale à un taux de déchéance hypothétique de 30 % lorsque la pression qu’exercent les

rachats (surrender strain) est positive. La composante totale de risque de déchéance est égale

à la valeur maximale entre cette composante de risque de résiliation en masse et la

composante usuelle de risque de déchéance (basée sur les chocs permanents de +/-50 %).


Un choc additif est plus approprié qu’un choc multiplicatif pour le risque de catastrophe de la

déchéance.

Il faudra peut-être revoir l’exigence actuelle du MMPRCE relative à l’insuffisance des

valeurs de rachat, car cette nouvelle composante de risque de déchéance liée au risque de

catastrophe pourrait couvrir le risque lié à cette insuffisance.

Risque lié aux dépenses

Par risque lié aux dépenses, on entend le risque lié à la variabilité des dépenses qui sont

engagées pour le service des contrats d’assurance ou de réassurance (par exemple, la

variabilité des flux de trésorerie du passif des dépenses due à la variation des polices en

vigueur, à des sinistres, des résiliations et des rachats excédentaires, à la diminution des

nouvelles affaires ou à d’autres circonstances pouvant avoir un impact sur les dépenses

unitaires).

Il existe également un risque que les dépenses augmentent soudainement suite à différentes

circonstances telles qu’une pandémie, une difficulté financière, etc.

Dans l’ÉIQ, les coussins de solvabilité pour le risque lié aux dépenses doivent être calculés

pour les risques de niveau, de tendance, de volatilité (processus) et de catastrophe et ils

doivent être calculés pour chaque territoire globalement pour toutes les composantes de

risque.

Risques de niveau, de tendance, de volatilité (processus) et de catastrophe

Les risques de niveau, de tendance, de volatilité et de catastrophe sont calculés pour tous les

produits d’assurance.

Le choc des risques de niveau, de tendance, de volatilité et de catastrophe consiste en une

hausse de 20 % en première année suivie d’une hausse permanente de 10 % après la première

année des flux de trésorerie de dépenses de meilleure estimation – y compris l’inflation, mais

non les taxes sur les primes –,pour toutes les durées de police.

Le coussin de solvabilité pour les risques de niveau, de tendance, de volatilité et de

catastrophe est égal à la différence entre la valeur actualisée des flux de trésorerie soumis au

choc et la valeur actualisée des flux de trésorerie de meilleure estimation pour toutes les

années.


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Méthode appliquée pour analyser le risque de niveau, de tendance, de volatilité (processus) et de

catastrophe

Quoique peu nombreuses, les données figurant dans les rapports de l’actuaire désigné ont

servi à définir le choc du risque lié aux dépenses.

Les variations d’une année sur l’autre des données sur les dépenses ont permis de calculer

l’écart-type et le choc VAR(99,5) appliqué aux taux prévus, dans l’hypothèse d’une

distribution normale.

L’événement VAR(99,5) consistait en un choc à la hausse s’appliquant la première année.

Le choc sur un an consiste en l’impact de l’événement VAR(99,5) la première année, tandis

que le choc à long terme est constitué par l’impact sur une période moyenne plus longue,

conformément à la méthode de mise à jour des hypothèses de meilleure estimation.

Nous n’avons pas établi d’hypothèse distincte quant au risque de tendance pouvant être lié à

l’évolution de la conjoncture économique (risque d’inflation); et, faute de données, nous

n’avons pas prévu de choc distinct en matière d’inflation. Le risque d’inflation pourrait faire

l’objet des ÉIQ à venir qui porteront sur le risque de marché.

Pour définir le choc projeté, nous avons analysé les chocs modélisés et fait usage de


Constatations

Les données sur les dépenses observées de 2004 à 2010, qui figurent dans les rapports de

l’actuaire désigné, ont servi à définir les chocs à un an et à long terme. Selon cette approche,

les chocs par produit, négligeables dans le cas des rentes, sont comme suit :

Dépenses

d’administration

Choc

1 an

Choc

LT Dépenses liées aux sinistres

Choc

1 an

Choc

LT

VU I 24 % 10 %

A-M, ind., II – sinistres survenus mais

non déclarés (SSND) 27 % 7 %

VU II 35 % 6 % A-M, ind., II – charges à payer 36 % 19 %

Rentes 54 % 7 % A-M, ind., II, « ALR », par sinistre réglé 26 % 7 %

Vie ind. 31 % 8 % A-M, ind., II, MG, par sinistre réglé 0 % 0 %

A-M, ind., I 53 % 18 % ILD et Vie, collective – SSND 86 % 37 %

A-M, ind., II 28 % 6 % Vie, collective – Exonération 46 % 23 %

Le choc utilisé dans l’ÉIQ #5 de Solvency II est une augmentation de 10 % des dépenses

futures ainsi qu’une hausse de 1 % par année du taux d’inflation des dépenses. Il couvre les

risques de niveau, de tendance et de volatilité. Il n’y a aucun choc spécifique pour le risque

de catastrophe.


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Pour le risque lié aux dépenses, l’ÉIQ #5 de Solvency II a utilisé de l’information provenant

d’une étude réalisée en 2004 par Watson Wyatt portant sur le niveau VAR(99,5) de

l’hypothèse de dépense de l’industrie sur un horizon de 12 mois. Ces hypothèses

représentaient l’augmentation potentielle dans les dépenses présentées dans l’ICAS

(Individual Capital Adequcy Standards) des assureurs du Royaume-Uni, et indiquaient une

hausse des dépenses de l’ordre 5 % à 50 %, avec une moyenne d’environ 26 %. Des données

plus récentes issues des ICAS auraient semble-t’il démontré une augmentation d’environ

10 % dans le niveau des dépenses dans l’année subséquente, combinée à une hausse de

l’ordre de 1 % à 2 % par année dans le taux d’inflation des dépenses futures.


L’étude annuelle LIMRA-SOA, qui indique les dépenses unitaires pour seulement deux

années, pourrait être utilisée sur une période de dix ans, mais nous ne sommes pas en mesure

de déterminer si les institutions participantes sont les mêmes, année après année.

Selon la MCAB, les MÉD faible et élevée correspondent respectivement à 2,5 % et 10 % des

dépenses de meilleure estimation, incluant l’inflation. Aucune MÉD n’est requise au titre des

impôts et des taxes, par exemple les taxes sur les primes, car on n’y constate très peu de

variation.

Les règles du MMPRCE ne prévoient actuellement aucune exigence relativement à ce risque,

mais, en ce qui concerne l’actif total requis (ATR), nous devons, à tout le moins, prévoir ce

que doit contenir la provision terminale.

Les MÉD maximales actuellement prévues dans la MCAB pourraient représenter l’ATR au

niveau VAR(99,5). En règle générale, les dépenses sont beaucoup plus faciles à maîtriser que

les autres risques d’assurance. L’étude de l’évolution des dépenses administratives ces cinq à

dix dernières années pourrait nous permettre de valider cette hypothèse. Nous prévoyons

examiner les données institution par institution de la SOA en la matière, si elles sont

disponibles.


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Nous avons passé en revue le niveau des MÉD par produit d’un certain nombre d’assureurs

de petite, moyenne ou grande taille. Voici les résultats :

Type de produit

MÉD

dépenses

moyenne Max. Min.

Choc Proposé

1 an

Choc Proposé

LT

Vie entière (part.) 7,1 % 10,0 % 2,5 % 20 % 10 %

Vie entière (sans

part.) 8,4 % 10,0 % 4,0 %

20 %

10 %

VU 7,8 % 10,0 % 4,0 % 20 % 10 %

T-100 8,4 % 10,0 % 4,0 % 20 % 10 %

Temp. renouv. et

transf. 8,4 % 10,0 % 4,0 %

20 %

10 %

MG 7,2 % 10,0 % 4,0 % 20 % 10 %

ILD 7,3 % 10,0 % 4,0 % 20 % 10 %

SLD 8,0 % 10,0 % 4,0 % 20 % 10 %

Les MÉD actuelles ne varient pas beaucoup en fonction du produit; les chocs proposés sont

compatibles avec cette observation. Le tableau indique aussi les chocs de première année au

total de l’ÉIQ.

En ce qui concerne les polices avec participation, les MÉD sont réduites, par comparaison

avec celles des polices sans participation. Dans l’ÉIQ, les chocs ne diffèrent pas selon qu’il

s’agisse de polices avec ou sans participation; le crédit attribué aux polices avec participation

et les produits ajustables fait l’objet d’un calcul distinct.

Annexe I

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Comparaison des chocs déterministes à la VAR(85)*

Niveau de risque LT Choc Moyenne Écart-type VAR(85)

Mortalité

Mortalité 7.5-25 % 22 % 8 % 30 %

Longévité

Contrats non enregistrés 20 % 22 %

Contrats enregistrés 10 % 8 %

Déchéance – choc à la hausse

T-100 20 % 15 % 9 % 25 %

CA nivelé 20 % 16 % 4 % 21 %

Temporaire renouvelable 20 % 18 % 19 % 37 %

Déchéance – choc à la baisse

T-100 -20 % -19 % 9 % -28 %

CA nivelé -20 % -16 % 6 % -22 %

Temporaire renouvelable -20 % -18 % 15 % -34 %

Dépenses

Dépenses 10 % 12 % 10 % 23 %

Morbidité – Incidence

Invalidité, individuelle 25 % 4 %

Invalidité, collective 25 % 10 % 6 % 17 %

Morbidité – Cessation

Invalidité, collective -25 % -7 % 4 % -11 %

*La VAR(85) est utilisée comme approximation de l’ECU(70).

Annexe II

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Paramètres de l’ÉIQ no 5 de Solvabilité II

Élément Choc

Choc de mortalité Augmentation permanente de 15 % des taux de mortalité à chaque âge

Choc de

longévité

Diminution permanente de 20 % des taux de mortalité à chaque âge

Choc d’invalidité Augmentation de 35 % des taux d’invalidité dans l’année à venir, conjuguée

à une augmentation permanente de 25 % (par rapport aux taux de meilleure

estimation) des taux d’invalidité à chaque âge les années suivantes; plus, s’il

y a lieu, une réduction permanente de 20 % des taux de rétablissement de

morbidité/d’invalidité

Choc de

déchéance

Le pire des trois scénarios suivants :

Augmentation de 50 % (Vie) ou de 20 % (Maladie) des taux de

déchéance hypothétiques pour toutes les années de police futures dans

lesquelles la pression qu’exercent les rachats (surrender strain) est

supposée positive

Réduction de 50 % (Vie) ou de 20 % (Maladie) des taux de déchéance

hypothétiques pour toutes les années de police futures dans lesquelles la

pression qu’exercent les rachats (surrender strain) est supposée négative

Taux de résiliation en masse de 30 % (polices d’assurance au détail) ou

de 70 % (hors détail) de toutes les polices pour lesquelles la pression

qu’exercent les rachats est positive

Choc de dépenses Augmentation de 10 % des dépenses futures par comparaison avec les

hypothèses de meilleure estimation, et augmentation de 1 % par année du

taux d’inflation des dépenses par comparaison aux hypothèses

Choc de mortalité

catastrophique

Hausse absolue de 1,5 pour mille assurés du taux de souscripteurs qui

décèdent dans l’année à venir. Cette marge se fonde principalement sur

l’impact éventuel d’une pandémie de grippe, mais elle tient compte aussi de

façon implicite d’autres risques, notamment d’autres types de pandémie,

d’actes terroristes et de catastrophes naturelles.

Choc de maladie

(invalidité)

catastrophique

Trois scénarios sont pris en compte :

Catastrophe en grand stade – ÉIQ no 5 précise le nombre de personnes

touchées et leur état (décès, invalidité courte durée, ILD, invalidité

permanente, non touchée, non assurée). Les assureurs doivent estimer

leur exposition à la catastrophe, compte tenu de leur part de marché pour

les types de polices concernés.

Concentration – ÉIQ no 5 précise la proportion de personnes touchées et

leur état. Les assureurs doivent appliquer ces proportions à leur plus

grande concentration connue de personnes dans un régime collectif.

Pandémie – Augmentation de 0,075 pour mille assurés des taux

d’invalidité permanente des souscripteurs à la suite de l’épidémie d’une

maladie comme l’encéphalite léthargique.

Documents

Étude d’impact quantitative no 4 : Risque d’assurance ... · Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire Page 2 de 37 o risque de