Étude d impact quantitative n o 4 Risque d assurance Information supplémentaire

Étude d impact quantitative n o 4 Risque d assurance Information supplémentaire Introduction Une quatrième étude d impact (ÉIQ n o 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 2007 1, 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. Page 1 de 37

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. Page 2 de 37

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 n o 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 Page 3 de 37

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. Page 4 de 37

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 nonfumeurs, 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. Page 5 de 37

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. Page 6 de 37

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 Lives 4. 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 Moyenne 1926-1976 Moyenne 1926-1946 1,6 % 1,0 % 0,8 % 2,5 % 1,4 % 1,2 % 1,3 % 0,2 % 0,2 % 3,0 % 1,4 % 1,1 % 1,8 % -0,1 % 0,1 % 3,0 % 0,9 % 0,5 % 4 http://www.soa.org/files/pdf/cia-mortality-rpt.pdf Page 7 de 37

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 : A q(1 q)b 2 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. Page 8 de 37

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 n o 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 cidessus. 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 21 st 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 : Constatations o la densité de la population; o la qualité des soins de santé. 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. Page 9 de 37

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 n o 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. Page 10 de 37

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. Page 11 de 37

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 : 1998- Catégorie 2007 HE -8 % HNE -23 % FE -7 % FNE -20 % Les résultats varient de façon significative selon que les contrats sont enregistrés ou non enregistrés. Page 12 de 37

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 n o 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. Page 13 de 37

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. Page 14 de 37

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 Page 15 de 37

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. Page 16 de 37

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. Page 17 de 37

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, individuelle 2 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 - - Page 18 de 37

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 % 1 Rétablissements seulement (exclut les décès). 2 A-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 n o 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 n o 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 Page 19 de 37

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. Page 20 de 37

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. Page 21 de 37

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 % Page 22 de 37