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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.
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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
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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 %
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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
actualisée des flux de trésorerie soumis au choc et la valeur actualisée des flux de trésorerie
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Autres considérations
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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Méthode appliquée pour analyser le risque de niveau
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
jugement professionnel.
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Méthode appliquée pour analyser le risque de tendance
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Méthode appliquée pour analyser le risque de niveau
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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
jugement professionnel.
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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, durée 2 - - Étude ICA, durée 2 18 % 4 %
Étude ICA, durée 3 - - Étude ICA, durée 3 14 % 1 %
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, durée 2 - - Étude SOA, durée 2 31 % 9 %
Étude SOA, durée 3 - - Étude SOA, durée 3 42 % 12 %
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, durée 2 - 22 % Étude SOA, durée 2 - -
Étude SOA, durée 3 - 22 % Étude SOA, durée 3 - -
Étude SOA, durée 4 - 19 % Étude SOA, durée 4 - -
Étude SOA, durée 5 - 16 % Étude SOA, durée 5 - -
Étude SOA, durées 6-10 - 9 % Étude SOA, durées 6-10 - -
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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, durée 2 - - Étude SOA, durée 2 - 9 %
Étude SOA, durée 3 - - Étude SOA, durée 3 - 55 %
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
Étude SOA, durée 1 - - Étude SOA, durée 1 - 38 %
Étude SOA, durée 2 - - Étude SOA, durée 2 - 20 %
Étude SOA, durée 3 - - Étude SOA, durée 3 - 9 %
Étude SOA, durées 4-5 - - Étude SOA, durées 4-5 - 24 %
Étude SOA, durées 6-10 - - Étude SOA, durées 6-10 - 49 %
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
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Autres considérations
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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Méthode appliquée pour analyser le risque de tendance
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 :
ICD collective – assurés actifs et invalides +25 %
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 %
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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
Où C = coussin de solvabilité du risque de volatilité
Assurance voyage
Où C = coussin de solvabilité du risque de volatilité
Assurance collective maladie et dentaire (incluant les autres produits A-M collective)
Où C = coussin de solvabilité du risque de volatilité
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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Le coussin de solvabilité pour le risque 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.
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.
Autres considérations
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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Risque de catastrophe
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 :
ICD collective – assurés actifs et invalides +10 %
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).
Le coussin de solvabilité pour le risque 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.
Méthode appliquée pour analyser le risque de catastrophe
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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).
Autres considérations
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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
jugement professionnel.
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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).
Autres considérations
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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
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 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.
Risque de catastrophe
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.
Le coussin de solvabilité pour le risque 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.
Méthode appliquée pour analyser le risque de catastrophe
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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 %).
Autres considérations
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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
jugement professionnel.
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
Autres considérations
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.
Étude d’impact quantitative no4 – Risque d’assurance - Information supplémentaire
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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.
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