Introduction
Une troisième étude d’impact (EIQ no 3) a été créée afin de recueillir de l’information et d’évaluer plusieurs méthodes possibles de calcul des exigences de capital liées aux risques 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 20082 et le document d’instructions de 20103.
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’EIQ no 3 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’EIQ no 3 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) ou accident et maladie (A et M);
o risque de déchéance ou risque lié au comportement du souscripteur;
o risque lié aux dépenses (à l’exclusion des risques opérationnel et stratégique).
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), document de travail, octobre 2008.
3 Guide d’élaboration d’un cadre d’évaluation de la solvabilité des sociétés d’assurance-vie canadiennes fondé sur
Le calcul des flux de trésorerie servant à établir le coussin de solvabilité pour les risques d’assurance repose sur les hypothèses fondées sur la 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 fondées sur la meilleure estimation o mauvaise estimation des tendances des hypothèses fondées sur la 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 des polices.
La méthode applique un choc VAR(99,5) aux hypothèses fondées sur la 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 fondées sur la meilleure estimation.
La provision terminale simule un choc VAR(85). L’annexe A dresse une comparaison des chocs déterministes à la VAR(85), soit environ l’ECU(70).
À l’heure actuelle, le coussin de solvabilité pour les risques d’assurance ne tient pas compte des avantages de la diversification dans un risque d’assurance particulier ou d’un risque à l’autre. Lorsque la corrélation sera établie en contexte de crise, on s’attend à ce que ces avantages soient considérés plus en détail.
Tous les flux de trésorerie du passif fondés sur la meilleure estimation sont nets de réassurance.
Le coussin de solvabilité relatif aux polices avec participation et aux produits ajustables est
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 (EIQ 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.
Si, au niveau de regroupement approprié, la prise en compte du choc de mortalité a pour effet d’augmenter le passif, les polices concernées doivent être prises en compte dans le coussin de solvabilité pour le risque de mortalité. Si, au niveau de regroupement approprié, la prise en compte du choc de 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 pour le risque de longévité.
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 l’EIQ no 3, ces garanties doivent être traitées au même titre que l’assurance-vie.Pour le QIS n ° 3, les garanties minimales de la prestation de décès pour les produits de transfert de risque doivent être traitées conformément aux directives actuelles du MMPRCE.
Dans l’EIQ no 3, 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.
Risque de niveau
Dans le cas du risque de niveau, le choc consiste en une hausse permanente de 15 % des taux de mortalité fondés sur la meilleure estimation, et ce, pour chaque âge et chaque police et pour toutes les durées de police.
Il faudra procéder à un examen et à une analyse plus approfondis pour pouvoir déterminer s’il faut ajuster le choc en fonction des caractéristiques du portefeuille.
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 fondés sur la meilleure estimation.
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 seul choc est utilisé pour l’approche standard à l’égard de la mauvaise estimation du risque de niveau qui est une moyenne pondérée des différentes catégories de mortalité (c.-à-d., sexe et usage du tabac).
Aux fins de l’établissement du choc projeté, nous avons analysé des chocs modélisés et fait usage de jugement professionnel.
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 %.
Il faudra approfondir les recherches à l’égard des petits assureurs, car les données indiquent clairement que le choc varie en fonction des caractéristiques du portefeuille.
Les chocs pourraient être basés sur les résultats bruts du secteur (c.-à-d., non pas sur les résultats individuels des assureurs) ou sur les résultats individuels des assureurs, rajustés pour tenir compte :
o des caractéristiques du portefeuille;
o de l’étendue des variations entre les institutions afin d’atteindre le niveau VAR(85).
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.
Nous savons que les caractéristiques du portefeuille peuvent, chez différents assureurs, produire un choc ayant un impact trop faible ou trop élevé, en valeur actualisée. Par exemple, l’impact d’un choc chez un assureur ayant souscrit un montant important de réassurance sera proportionnellement supérieur à l’impact d’un choc chez un assureur ayant souscrit peu ou pas de réassurance. D’après les résultats de l’EIQ, des modifications pourraient être apportées à la méthode.
Risque de tendance
Le choc de risque de tendance est égal à 75 % des hypothèses d’amélioration de la mortalité fondées sur la meilleure estimation, telles qu’elles sont recommandées par l’ICA – il s’agit des taux de base proposés 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.
Tous les assureurs sont tenus d’effectuer ces calculs. Nous sommes conscients que ces hypothèses d’amélioration de la mortalité n’étaient pas prises en compte dans l’évaluation réalisée au 31 décembre 2010 selon la méthode canadienne axée sur le bilan (MCAB).
Par souci de clarté, les flux soumis au choc pour le risque de tendance sont les flux de trésorerie du passif fondés sur la meilleure estimation (FTPME) correspondant à 25 % des taux de base proposés pour l’amélioration de la mortalité, tel que le recommande l’ICA, pour la période susmentionnée.
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 définis ci-dessus et la valeur actualisée des FTPME qui tiennent compte des taux d’amélioration de la mortalité fondés sur la meilleure estimation, tels qu’ils sont recommandés par l’ICA (100 % des taux de base proposés pour l’amélioration de la mortalité).
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 fondées sur la 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.
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 %
Risque de volatilité (processus)
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 :
q(1 q)b2 A
où :
q est égal à la mortalité fondée sur la 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.
Pour éviter un double comptage avec le risque de niveau, il faut soustraire le coussin de solvabilité lié à l'augmentation de 15% du meilleur estimé des taux de mortalité pour chaque âge et police pour la première année suivant la date d'évaluation seulement.
Méthode appliquée pour analyser le risque de volatilité (processus)
L’EIQ no 3 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.
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’EIQ 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 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 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 fondés sur la meilleure estimation, pour la première année seulement.
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.
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. 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’EIQ 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).
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.
Si, au niveau de regroupement approprié, la prise en compte du choc de longévité a pour effet d’augmenter le passif, les polices concernées, qui sont fondées sur les décès, doivent être prises en compte dans le coussin de solvabilité pour le risque de longévité. Si, au niveau de regroupement approprié, la prise en compte du choc de longévité a pour effet de diminuer le passif, les polices concernées doivent être prises en compte dans le coussin de solvabilité pour le risque de mortalité.
Les coussins de solvabilité pour le risque de longévité doivent être calculés pour les risques de niveau et de volatilité (processus). De l’information sur les flux de trésorerie relatifs au risque de tendance est requise.
Risques de niveau et de volatilité
En ce qui concerne les risques de niveau et de volatilité, le choc consiste en une réduction permanente des taux de mortalité fondés sur la 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 fondés sur la meilleure estimation.
Méthode appliquée pour analyser les risques de niveau et de volatilité
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.
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 de compagnies. 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 compagnie et d’être mieux en mesure de déterminer les chocs.
L’EIQ 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
Il faudra procéder à une analyse plus approfondie pour pouvoir déterminer un choc approprié du risque de tendance. Nous vous demandons donc de fournir les flux de trésorerie suivants et la valeur actualisée des flux séparément selon le type de produits :
a) les flux fondés sur les hypothèses prévues pour 2010, en utilisant les taux d’amélioration recommandés par l’ICA (100 % des taux de base proposés pour l’amélioration de la mortalité);
b) les flux fondés sur les hypothèses prévues pour 2010, avec 1,5 fois les provisions pour écarts défavorables (PÉD) recommandées par l’ICA au titre de l’amélioration de la mortalité (175 % des taux de base proposés pour l’amélioration de la mortalité pendant 25 ans et 100 % par la suite).
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, qui est basée sur 150 % des PÉD recommandées par l’ICA.
Risque de catastrophe
L’EIQ no 3 ne prévoit pas de choc de risque de catastrophe en ce qui concerne le risque de longévité.
Compensation pour corrélation des risques de mortalité et de longévité
Il est autorisé d’appliquer un crédit pour corrélation des risques de tendance de mortalité et de longévité. Pour bien calculer ce crédit, il faut utiliser les mêmes groupes d’âges pour les deux risques et fractionner comme il suit les flux de trésorerie selon que l’âge atteint est inférieur ou supérieur ou égal à 55 ans :
Risque de mortalité :
A Flux de trésorerie avec taux d’amélioration de la mortalité soumis au choc
B Flux de trésorerie avec taux d’amélioration de la mortalité fondés sur la meilleure estimation
Risque de longévité :
C Flux de trésorerie avec taux d’amélioration de la mortalité soumis au choc
D Flux de trésorerie avec taux d’amélioration de la mortalité fondés sur la meilleure estimation
Les flux B et D sont fondés sur la meilleure estimation et tiennent compte des taux
d’amélioration de la mortalité fondés sur la meilleure estimation que recommande l’ICA (100 % des taux de base proposés pour l’amélioration de la mortalité). Les flux A et C sont fondés sur la meilleure estimation et tiennent compte des taux d’amélioration de la mortalité soumis au choc, comme il est expliqué précédemment dans la partie traitant du risque de tendance dans les taux de mortalité et de longévité :
En ce qui concerne le risque de tendance des taux de mortalité (scénario 1) :
25 % des taux de base proposés pour l’amélioration de la mortalité pendant 25 ans et 0 % par la suite.
Pour ce qui est du risque de tendance des taux de longévité (scénario b) :
175 % des taux de base proposés pour l’amélioration de la mortalité pendant 25 ans et 100 % par la suite.
Le calcul du crédit possible pour compenser les risques de mortalité et de longévité s’effectue comme suit :
La somme de a) et b) :
a) 50 % de la plus petite valeur entre [VA de A – VA de B, VA de C – VA de D] pour les âges atteints inférieurs à 55 ans
b) 50 % de la plus petite valeur entre [VA de A – VA de B, VA de C – VA de D] pour les âges atteints supérieurs ou égaux à 55 ans
Méthode appliquée à la compensation pour corrélation des risques de mortalité et de longévité
Très peu de recherches ont été réalisées sur la compensation pour corrélation des risques de mortalité et de longévité.
Un crédit a été autorisé pour prendre en compte la corrélation existant entre les groupes homogènes.
Constatations
L’EIQ no 5 de Solvabilité II autorise un crédit pour corrélation de 25 % pour les deux combinaisons de risques (il ne s’agit pas d’un calcul minimal).
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 :
o Invalidité de longue durée (ILD), individuelle ou collective o Maladies graves (MG), individuelle ou collective
o Soins de longue durée (SLD), individuelle ou collective o Maladie et soins dentaires, collective
o Autres types d’assurance accidents et maladies (A et M) (individuelle, etc.)
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.
Il faudra peut-être devoir clarifier la méthode à l’égard de certains produits, tels que la garantie d’exonération de primes et l’assurance voyage, mais, aux fins de l’EIQ no 3, ceux-ci doivent être traités au même titre que les autres A et M.
Dans l’EIQ no 3, 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.
Risques de niveau et de tendance
Taux d’incidence : Le choc des risques combinés de niveau et de tendance consiste en une hausse permanente des taux d’incidence de la morbidité fondés sur la 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 +25 %
Invalidité, collective +25 %
MG et SLD +25 %
A et M (autres qu’invalidité, MG et SLD) +20 %
Taux de cessation ou de rétablissement : Le choc des risques combinés de niveau et de tendance consiste en une baisse permanente des taux de cessation de la morbidité fondés sur la 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 -25 %
Invalidité, collective -25 %
MG et SLD -25 %
A et M (autres qu’invalidité, MG et SLD) -20 %
Le coussin de solvabilité pour les risques de niveau et de tendance dus aux taux d’incidence et aux taux de cessation ou de rétablissement est égal à la différence entre la valeur actualisée des flux de trésorerie soumis au choc et la valeur actualisée des flux de trésorerie fondés sur la meilleure estimation.
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 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 société, 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.
ont servi à définir les chocs relativement à l’assurance collective ILD, bien que la définition d’invalidité des deux régimes diffère.
o Nous avons aussi consulté des rapports de l’actuaire désigné (AD) pour les taux d’incidence MG (assurance individuelle) et les polices d’assurance individuelle A et M et invalidité (pour la période 2002-2009).
Les variations d’une année sur l’autre des taux d’incidence et de cessation 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 fondées sur la 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’EIQ no 3 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.
Nous n’avons pas établi d’hypothèse distincte portant sur le risque de tendance en raison de la complexité et du manque de données.
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.
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, compagnie 4
(hommes) 64 % 14 %
RPC, femmes, tous âges 57 % 11 %
Étude ICA, compagnie 4
(femmes) 65 % 17 %
RPC, hommes, 60-64 ans 184 % 36 %
Étude ICA, compagnie 3
(hommes) 37 % 11 %
RRQ, hommes, tous âges 19 % 3 %
Étude ICA, compagnie 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 - -
A et M, individuelle2 1 an LT
A et M,
individuelle2 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 - -
Incidence Cessation A et M, individuelle
(prestations courte durée) 1 an LT
A et 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 et M, individuelle
(prestations longue durée) 1 an LT
A et 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 et 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).
Dans l’EIQ 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’EIQ 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
grandes sociétés d’assurances 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 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
Il se peut que les portefeuilles d’assurance qui sont relativement homogènes sur le plan du capital assuré (du fait, par exemple, du type de produit et/ou du degré d’atténuation du risque) soient moins touchés que les portefeuilles moins homogènes. Nous estimons que la sensibilité des variations des taux de morbidité au montant du capital assuré et à la taille du portefeuille est moins importante qu’elle ne l’est pour les taux de mortalité. De plus, l’application d’un ajustement approprié est peut-être trop complexe pour constituer une méthode pour l’approche standard. L’approche actuelle du MMPRCE prévoit un ajustement que l’on désigne sous le nom de facteur de fluctuation statistique. Nous examinerons la possibilité d’appliquer une approche semblable à la composante volatilité.
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 %.
Les autres méthodes possibles pour calculer le coussin de solvabilité servant à couvrir la mauvaise estimation du niveau et de la tendance actuels ne sont pas traitées dans l’EIQ no 3.
Toutefois, nous avons examiné le niveau des marges pour écart défavorable (MÉD) 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 ILD, indiv., taux
d’incidence 14,2 % 20,0 % 10,0 % 50 % 25 %
ILD, indiv., taux de
cessation 13,1 % 20,0 % 10,0 % 50 % 25 %
ILD, coll., taux
d’incidence 5,8 % 4,0 % 4,0 % 50 % 25 %
ILD, coll., taux de
cessation 12,1 % 15,0 % 10,0 % 50 % 25 %
MG 16,9 % 20,0 % 12,5 % 50 % 25 %
A et M, collective 9,4 % 10,0 % 5,0 % 50 % 20 %
SLD, taux d’incidence 14,6 % 20,0 % 5,0 % 50 % 25 %
SLD, taux de cessation 12,8 % 18,5 % 5,0 % 50 % 25 %
Exon. pr., collective 11,7 % 10,0 % 10,0 % 50 % 20 %
Exon. pr., individuelle 20,0 % 20,0 % 20,0 % 50 % 20 %
Comme l’indique le tableau, les MÉD actuelles et les chocs proposés varient en fonction du produit.
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.
Risque de volatilité (processus)
Le choc de risque de volatilité en première année s’ajoute aux chocs permanents de +/-20 % à +/-25 % de niveau et tendance et s’applique aux taux d’incidence et de cessation fondés sur la meilleure estimation comme ceci :
Invalidité, individuelle +/-25 %
Invalidité, collective +/-25 %
MG et SLD +/-25 %
A et M (autres qu’invalidité, MG et SLD) +/-30 %
Il faudra procéder à un examen et à une analyse plus approfondis pour pouvoir déterminer s’il faut ajuster le choc en fonction des caractéristiques du portefeuille.
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 fondés sur la meilleure estimation, pour la première année seulement.
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.
Constatations
Le choc utilisé dans l’EIQ 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. Risque de catastrophe
Les chocs de risque de catastrophe sont les suivants :
a) hausse immédiate de 10 % des taux d’incidence pour les polices autres qu’ILD et autres A et M
b) hausse immédiate de 25 % des taux d’incidence dans le cas des autres polices A et M c) baisse immédiate de 25 % des taux de cessation d’ILD
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 fondés sur la meilleure estimation, pour la première année seulement.
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 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’EIQ no 5 de Solvabilité II étudie trois scénarios pour couvrir le risque de catastrophe lié à l’assurance invalidité (voir l’annexe 2).
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.
Dans l’EIQ no 3, 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 égal à la valeur maximale, par
territoire, entre :
a) le total des composantes risque de niveau, risque de tendance et risque de volatilité (processus);
b) la composante risque de catastrophe.
Étant donné que le risque de déchéance n’est probablement important que pour les produits comme l’assurance A et M et l’assurance-vie individuelle, nous avons établi des
composantes risque de déchéance uniquement pour ces produits.
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
Le choc des risques combinés de niveau et de tendance consiste en une hausse ou une baisse permanente de 20% des taux de déchéance fondés sur la meilleure estimation pour chaque âge et chaque police pour toutes les durées de police.
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.
Pour ce qui est des produits fondés sur les déchéances tels les T-100 et la VU à coût
d’assurance nivelé, 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 chaque année.
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 fondés sur la meilleure estimation.
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 fondées sur la 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.
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’EIQ 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.
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
moyenne MMPRCE plus
Choc proposé
Choc proposé Type de produit Max. Min. MÉD moyenne 1 an LT
Vie entière (part.) 13,2 % 15,0 % 12,5 % 20,7 % 50 % 20 %
Vie entière (sans
part.) 13,2 % 15,0 % 12,5 % 28,2 %
50 %
20 % VU (TRA,
nivelé) 16,1 % 20,0 % 12,5 % 31,1 %
50 %
20 %
T-100 15,8 % 20,0 % 12,5 % 30,8 % 50 % 20 %
Temp. renouv. et
transf. 15,3 % 25,0 % 12,5 % 30,3 %
50 %
20 %
MG 20,0 % 32,5 % 20,0 % 35,0 % 50 % 20 %
ILD 17,5 % 20,0 % 12,5 % 32,5 % 50 % 20 %
SLD 17,5 % 20,0 % 12,5 % 32,5 % 50 % 20 %
Comme l’indique le tableau, les MÉD actuelles et les chocs proposés varient en fonction du produit. Le MMPRCE, dans sa forme actuelle, ajoute une marge de 15 % aux MÉD de façon à porter l’exigence en capital totale à une valeur très légèrement supérieure aux chocs de l’EIQ no 3. 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 produits avec participation, les MÉD sont déjà réduites (par comparaison à celles des produits sans participation), mais les chocs de l’EIQ no 3 ne diffèrent pas selon qu’il s’agisse de produits à participation ou sans participation. Le crédit pour les produits avec participation et les produits ajustables fait l’objet d’un calcul distinct.
Risque de volatilité
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.
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 fondés sur la meilleure estimation, pour la première année seulement.
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’EIQ no 5 de Solvabilité II ne prévoit pas de choc de volatilité explicite particulier.
Risque de catastrophe
Le choc de risque de catastrophe consiste en :
o un taux de déchéance (rachat) hypothétique immédiat de 30 % dans le cas des polices dont la valeur de rachat est positive;
o un taux de déchéance hypothétique immédiat de 20 % s’appliquant à toutes les autres polices pour lesquelles les résiliations pourraient avoir un impact financier négatif (à l’exclusion des produits fondés sur les déchéances, dont les réserves sont positives).
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 fondés sur la meilleure estimation, la première année seulement.
