ÉTUDE DE MORTALITÉ DANS LES RENTES INDIVIDUELLES ANNÉE D ASSURANCE 1995-1996

ÉTUDE DE MORTALITÉ DANS LES RENTES INDIVIDUELLES ANNÉE D ASSURANCE 1995-1996 Document 20131 1. INTRODUCTION Les travaux sur l étude de mortalité dans les rentes individuelles se sont poursuivis. Cette étude met à jour les données de l étude 1994-1995 publiée en 1999; cette information n est toutefois pas essentielle à la compréhension de l information fournie par les présentes. Sept sociétés ont fourni des données pour l étude de 1995-1996. Cette étude confirme ce que nous savions des années précédentes, c est-à-dire qu il semble y avoir certaines preuves à l effet que la mortalité s améliore, malgré que cette amélioration soit peu prononcée. 2. DESCRIPTION DE L ÉTUDE L étude examine les données d expérience dans les rentes individuelles au Canada. La plupart des polices en question sont en phase de versement, mais dans certains cas, les données portent sur la période différée, à condition que la police ne comporte aucune valeur de rachat ni droit de modification. L étude est structurée par année d assurance, c est-à-dire que l année de l étude s étend entre les anniversaires successifs des polices. L «année d expérience», ainsi qu est désignée l année étudiée, est l année civile dans laquelle l année d assurance se termine. L anniversaire a trait à la «date d établissement», c est-à-dire le jour où le revenu a été calculé et ne peut être modifié. Il y a affectation définitive des fonds à cette date. Habituellement, la date d établissement correspond à la date de souscription. S il s agit d une rente à constitution progressive, la date d établissement serait fort probablement la date à laquelle la police passe de la phase de capitalisation à la phase du versement. L étude repose sur une période sélecte de dix ans. Étant donné qu il n y a aucune table publiée sur la mortalité dans les rentes pour une telle période sélecte, l expérience prévue pour les périodes sélecte et ultime s obtient au moyen d une table agrégée : la table de base 1983 qui figure dans les Transactions de la Society of Actuaries XXXIII, page 695. Cette étude présente des écarts-types des ratios de mortalité, fondés sur le nombre d assurés et le revenu (par «ratios de mortalité», on entend le ratio entre la mortalité réelle et la mortalité prévue). L écart-type mesure le degré de confiance que l on peut accorder aux ratios déjà observés. Les formules utilisées pour calculer les écartstypes sont présentées ci-après : Écart-type selon le nombre d assurés = (somme(pq)) 1/2 /somme(q) Écart-type selon le revenu = (somme(k 2 pq)) 1/2 /somme(kq) la somme est pour chaque personne q et p reposent sur l expérience prévue (table de base 1983) K est égal au revenu annuel de la rente Les données sont décomposées par police individuelle de rentes ordinaires, police de rentes réversibles où les deux rentiers sont toujours vivants au début de l année d assurance, et police de rentes réversibles où seulement un des rentiers est vivant au début de l année. Toutes les sociétés présentaient un ratio de mortalité très faible (c.-à-d. le ratio entre la mortalité réelle et la mortalité prévue) chez les femmes ayant souscrit des polices de rentes réversibles où les deux conjoints sont vivants. Il est probable que le rentier soit un homme et que, lorsque sa conjointe décède, il ne voit pas la nécessité de signaler le décès à la société d assurance. Bien que les données d expérience chez les hommes se rapprochent de celles des rentes ordinaires, celles-ci demeurent insuffisantes pour être considérées exactes; nous avons toutefois constaté une certaine amélioration à cet égard au cours des dernières années. Les données d expérience relatives aux corentiers toujours vivants s avèrent également problématiques, les ratios chez les hommes étant très élevés, alors que ceux se rapportant aux femmes se situent dans la fourchette normale. Cela est-il attribuable, dans le cas des hommes, à la période de «deuil», ou s agit-il d un problème lié aux données? Nous ne saurions dire. En raison des problèmes liés aux données sur les polices de rentes réversibles, seules les données sur les polices de rentes ordinaires sont incluses dans le présent rapport. 1

Le tableau qui suit donne un aperçu des ratios de mortalité par police pour les années d assurance 1986-1996, selon le sexe et le type de police. Type de police Hommes Femmes Polices individuelles de rentes ordinaires 102,9 % 97,1 % Polices de rentes réversibles, corentiers toujours vivants Polices de rentes réversibles, un seul survivant 85,4 % 61,3 % 155,7 % 99,6 % Les polices REER, RRA et non agréées sont étudiées séparément. Les données d expérience sont également étudiées séparément selon qu il y a remboursement ou non. Une police à capital remboursable est celle qui prévoit la possibilité d un versement quelconque après le décès du rentier. La disposition de remboursement la plus courante est la continuité des paiements pendant au moins un nombre spécifique d années. L exposition des polices à capital non remboursable est faible : 87 %/83 % de l exposition à l égard des polices de rentes ordinaires chez les hommes/femmes dans les années d assurance 1985-1995 font l objet d un remboursement. On a aussi effectué une étude des données sur les polices de rentes ordinaires en fonction du revenu annualisé pour les hommes et les femmes, les polices de REER et les non agréées. Quatre groupes de revenus s en dégagent : jusqu à 1 000 $, 1 000 $ jusqu à 5 000 $, 5 000 $ jusqu à 10 000 $ et 10 000 $ et plus. Tous les rapports sont préparés d après l âge au plus proche anniversaire. La plupart des données sont d ailleurs fournies sur cette base. Toutes les données présentées selon l âge au dernier anniversaire sont réparties également entre l âge indiqué et l âge à l anniversaire suivant. En raison des arrondissements requis en vertu de cette répartition, souvent le résultat des colonnes présentées dans les rapports détaillés ne concorde pas, lorsqu on additionne les chiffres, avec les totaux indiqués. Toutefois, les totaux sont tous calculés avant l arrondissement et sont conséquemment exacts. 3. RÉSERVES Ce rapport présente uniquement les données sur les polices de rentes ordinaires. Les données sur les polices de rentes réversibles ne sont pas présentées en raison des problèmes décrits dans la section «Description de l étude». Les données sur les polices de rentes ordinaires sont toutefois fiables. Les données étant soumises sur une base individuelle, il convient de vérifier la cohérence des données de chaque société participante par rapport à celles soumises l année précédente. Les sociétés participantes sont avisées de toute incohérence, et on apporte les correctifs nécessaires s il y a lieu. La seule autre préoccupation concerne le signalement opportun de tout décès. Si la société n a pas été avisée d un décès, les données soumises seront inexactes. Cependant, on a prévu un droit de modification des données se rapportant aux années antérieures advenant un signalement tardif d un décès. Heureusement, de tels retards sont semble-t-il moins fréquents dans le cas de polices individuelles de rentes ordinaires que dans le cas de polices de rentes réversibles. 2

4. OBSERVATIONS i) Observations générales Le tableau suivant présente un aperçu des données incluses dans l étude. À remarquer que le tableau ne présente que les données sur une seule vie. Année d assurance Nombre de sociétés Nombre de risques Nombre de décès R/P selon le type de polices R/P selon le revenu 1986-1996 10 1 641 043 4 811 238 100,6 % 95,6 % 1995-1996 7 173 888 581 471 98,7 % 93,5 % 1994-1995 7 174 944 568 299 103,7 % 97,6 % 1993-1994 8 211 622 666 048 100,7 % 97,6 % 1992-1993 9 215 809 662 513 100,6 % 96,2 % 1991-1992 8 200 054 571 761 98,8 % 94,1 % 1990-1991 7 193 659 538 562 96,1 % 90,9 % 1989-1990 5 147 526 394 366 102,5 % 99,1 % 1988-1989 5 148 383 388 588 99,5 % 93,6 % 1987-1988 4 90 586 232 369 106,4 % 96,4 % 1986-1987 4 84 572 207 261 106,4 % 100,3 % ii) Observations sur les hommes et les femmes Le tableau qui suit résume les ratios de mortalité agrégés pour les hommes et les femmes. Nombre de polices Revenu annualisé Année d assurance Hommes Femmes Hommes Femmes 1986-1996 102,9 % 97,1 % 96,9 % 93,0 % 1995-1996 101,2 % 95,2 % 93,1 % 94,1 % 1994-1995 106,9 % 98,9 % 96,3 % 99,7 % 1993-1994 102,2 % 98,4 % 98,9 % 95,4 % 1992-1993 103,4 % 96,3 % 100,3 % 88,7 % 1991-1992 103,1 % 92,0 % 98,2 % 86,1 % 1990-1991 98,8 % 91,5 % 91,4 % 89,9 % 1989-1990 102,0 % 103,1 % 102,2 % 92,2 % 1988-1989 102,1 % 95,1 % 97,2 % 85,1 % 3

Les données d expérience indiquent une légère tendance à l amélioration de la mortalité selon le revenu, mais pas selon le type de polices. Les tableaux suivants fournissent des données analogues à celles fournies dans le tableau précédent, à quelques différences près. Pour une plus grande uniformité sur le plan des données, ces tableaux portent uniquement sur les dix premières années d assurance. Les losanges indiquent le ratio réel/prévu de mortalité. Les tirets représentent un écart-type au-dessus ou en deçà des ratios. Les lignes représentent les droites non pondérées de régression des moindres carrés des ratios entre la mortalité réelle et la mortalité prévue. D un point de vue théorique, on s attendrait idéalement à ce qu une ligne tendancielle passe aux 2/3 des paires de tirets, mais ce n est pas le cas. Les sociétés ayant contribué aux données n ont pas été les mêmes à chaque année d expérience. Certains facteurs environnementaux peuvent également avoir eu une incidence sur la mortalité au cours des années visées. Le premier graphique porte sur les données relatives aux hommes en ce qui concerne les polices de rentes ordinaires pendant la période sélecte de dix ans. Le ratio particulièrement élevé observé en 1995 est possiblement attribuable au fait qu une des sociétés participantes a inclus aux fins de la présente étude un nombre considérable de décès signalés tardivement. La ligne tendancielle est positive, ce qui dénote une mortalité croissante. Si l on faisait abstraction des données de 1995, cette pente s établirait à près de zéro. Hommes (par échantillonnage et selon le type de police) Réel/Prévu 115% 110% 105% 100% 95% 90% 85% 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 Année d'expérience Le deuxième graphique est analogue au premier, sauf qu il se rapporte aux femmes. Bien que la ligne tendancielle soit négative, dénotant ainsi une amélioration de la mortalité, elle s explique en grande partie par des ratios de mortalité particulièrement élevés au cours des deux premières années. La tendance à la hausse, au cours des huit dernières années visées, s avère toutefois problématique. Femmes (par échantillonnage et selon le type de polices) 115% 110% Réel/Prévu 105% 100% 95% 90% 85% 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 Année d'expérience 4

Le troisième graphique donne un aperçu des ratios de mortalité chez les hommes selon le revenu. À remarquer que, comparativement au premier graphique présentant les ratios selon le type de police, les tirets sont dans ce cas beaucoup plus éloignés les uns des autres, ce qui indique une plus grande variabilité selon le revenu que selon le type de polices. On constate également une forte tendance à la baisse. Hommes (par échantillonnage et selon le revenu) 115% 110% Réel/Prévu 105% 100% 95% 90% 85% 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 Année d'expérience Le dernier graphique donne un aperçu des ratios de mortalité chez les femmes selon le revenu. Bien que la ligne tendancielle soit négative, la concordance avec les données est faible. Le ratio obtenu est à un écart-type de cette ligne pour seulement cinq des dix années d expérience à l étude. Femmes (par échantillonnage et selon le revenu) 115% 110% Réel/Prévu 105% 100% 95% 90% 85% 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 Année d'expérience 5

Le tableau suivant donne un aperçu des courbes des lignes tendancielles, pondérées en fonction de l écart-type. Bien que la ligne tendancielle du «revenu» se situe autour de valeurs auxquelles on pourrait s attendre, en raison des variations annuelles et des tendances nettement différentes selon le type de «polices», on comprendra pourquoi les membres de la commission hésitent à confirmer une amélioration de la mortalité. Hommes Femmes Polices 0,2 % -0,4 % Revenu -0,6 % -0,9 % iii) Observations sur les revenus L étude des données selon le revenu confirme ce que nous avions constaté par le passé, à savoir que le ratio de mortalité, parmi les bénéficiaires de polices à capital élevé, montrait une tendance à la baisse et ce, tant chez les hommes que chez les femmes. Les quatre tranches de revenus indiquent en général un ratio de mortalité plus faible dans les tranches à revenu élevé chez les hommes et les femmes, tant dans le cas des polices agréées que non agréées. Les tableaux qui suivent présentent un aperçu de données comprises dans l étude sur les revenus 1986-1996. Sauf dans le cas des femmes disposant de REER, plus les montants sont considérables, plus on constate une forte tendance à la baisse des ratios de mortalité. Cependant, au-delà de 5 000 $, les risques auxquels sont exposées les femmes disposant de REER sont peu élevés; la diminution du nombre de données soumises eu égard aux montants moins élevés est par ailleurs plus marquée dans ce cas que dans d autres. Montant relatif présenté dans les bandes de données Revenu Nombre de risques Nombre de décès R/P selon le type de polices R/P selon le revenu 0-1 000 559 141 24 962 104,8 % 104,2 % 1 000-5 000 839 162 26 842 98,6 % 98,4 % 5 000-10 000 163 759 4 308 95,8 % 95,1 % 10 000+ 78 981 1 824 89,3 % 88,7 % Agréées et non agréées Revenu Nombre de polices Revenu annualisé Hommes Femmes Hommes Femmes 0-1 000 107,0 % 101,6 % 106,4 % 100,8 % 1 000-5 000 101,8 % 93,4 % 101,5 % 93,2 % 5 000-10 000 96,6 % 94,2 % 96,1 % 93,3 % 10 000+ 88,4 % 91,4 % 88,7 % 88,7 % Tous 102,9 % 97,1 % 96,9 % 93,0 % REER seulement Revenu Nombre de polices Revenu annualisé Hommes Femmes Hommes Femmes 0-1 000 104,1 % 94,5 % 104,2 % 93,9 % 1 000-5 000 101,5 % 90,7 % 101,5 % 92,0 % 5 000-10 000 97,3 % 93,5 % 97,0 % 93,4 % 10 000+ 88,2 % 102,3 % 87,1 % 103,2 % Tous 101,6 % 92,6 % 97,4 % 93,9 % 6

Non agréées seulement Revenu Nombre de polices Revenu annualisé Hommes Femmes Hommes Femmes 0-1 000 109,4 % 107,5 % 108,1 % 108,0 % 1 000-5 000 100,0 % 96,8 % 99,4 % 94,7 % 5 000-10 000 94,4 % 93,4 % 93,7 % 91,5 % 10 000+ 87,7 % 83,7 % 89,7 % 81,2 % Tous 103,2 % 101,4 % 95,3 % 91,1 % iv) Observations sur les périodes sélecte et ultime Bien que les données soient recueillies sur une période sélecte de 10 ans, cela semble n avoir que peu d incidence sur la sélection. Cette constatation appuie la pratique actuelle d utiliser des données agrégées pour construire des tables de mortalité dans les rentes. Le tableau qui suit présente un aperçu des ratios de mortalité des polices ordinaires compris dans l étude pour les années d assurance 1986-1996, avec répartition selon la durée depuis l émission de la police. Année Polices Revenu d assurance Hommes Femmes Hommes Femmes 1 92,8 % 82,9 % 70,0 % 76,4 % 2 105,1 % 87,1 % 93,7 % 66,0 % 3 107,4 % 90,5 % 101,2 % 78,3 % 4 98,4 % 97,9 % 89,0 % 100,8 % 5 105,0 % 93,2 % 100,2 % 93,8 % 6 104,6 % 95,2 % 101,6 % 94,0 % 7 101,4 % 91,9 % 95,7 % 88,4 % 8 98,1 % 95,4 % 92,5 % 93,5 % 9 99,5 % 93,7 % 95,6 % 92,6 % 10 101,1 % 95,7 % 98,7 % 95,6 % Ultime 104,0 % 99,7 % 99,3 % 100,0 % Les tableaux suivants indiquent que l incidence sur la sélection est plus prononcée dans le cas des affaires non agréées que dans le cas des REER. Les deux prochains tableaux présentent des données comparables à celles présentées dans le tableau précédent, sauf qu elles portent uniquement sur les cinq premières années d assurance. Le tableau ci-dessous porte uniquement sur les REER. L incidence sur la sélection semble négligeable. Année Polices Revenu d assurance Hommes Femmes Hommes Femmes 1 97,7 % 88,5 % 88,7 % 99,2 % 2 103,3 % 89,6 % 102,5 % 81,6 % 3 109,4 % 93,4 % 113,5 % 93,3 % 4 97,6 % 96,1 % 90,9 % 96,3 % 5 104,0 % 90,7 % 104,2 % 92,6 % 7

Le tableau suivant porte uniquement sur les affaires non agréées. L incidence de la sélection semble beaucoup plus marquée, mais ne semble pas se poursuivre au-delà de la première année d assurance. Polices Revenu Année d assurance Hommes Femmes Hommes Femmes 1 86,5 % 75,0 % 57,0 % 65,0 % 2 105,0 % 80,8 % 85,3 % 55,1 % 3 103,0 % 85,5 % 87,0 % 66,4 % 4 98,4 % 99,4 % 86,4 % 100,9 % 5 105,0 % 99,3 % 88,0 % 96,0 % v) Observations sur les polices avec et sans remboursement La comparaison des ratios de mortalité des polices à capital remboursable et à capital non remboursable présente certaines difficultés. 1. Les polices à capital remboursable sont plus courantes que les polices à capital non remboursable. 2. Les polices à capital remboursable sont loin d être homogènes; tant les rentes certaines sur cinq ans que les rentes certaines jusqu à 90 ans sont considérées comme étant des polices à capital remboursable. 3. Certaines sociétés ont de la difficulté à classifier correctement les polices à capital remboursable après l échéance de la période garantie. 4. En ce qui concerne la période sélecte, on pourrait s attendre à un pourcentage plus élevé de signalements tardifs des décès dans le cas des polices à capital remboursable, l expérience semblant ainsi plus favorable qu elle ne l est en réalité. En dépit de ces difficultés, on peut tirer d intéressantes observations au sujet des données d expérience relativement aux dix premières années d assurance. Les tableaux qui suivent présentent les ratios de mortalité et les écarts-types. Ces derniers ont été inclus de manière à démontrer le degré plus faible de fiabilité des ratios de polices à capital non remboursable. Les ratios associés aux polices à capital non remboursable sont définitivement plus faibles, et l écart qui en résulte se situe à la limite de ce qu on pourrait considérer comme étant statistiquement significatif. Par conséquent, la tarification de polices à capital non remboursable exige que l on fasse preuve de prudence. Nombre de polices Revenu annualisé Sexe Remboursement Ratio R/P Écart-type Ratio R/P Écart-type Hommes Non 90,5 % 2,6 % 72,1 % 6,4 % Hommes Oui 102,4 % 0,9 % 98,8 % 1,6 % Femmes Non 89,0 % 2,8 % 72,9 % 6,0 % Femmes Oui 93,9 % 1,1 % 92,3 % 1,9 % 8

vi) Observations fiscales Les ratios de mortalité relatifs aux contrats de RRA sont généralement plus élevés que ceux des contrats de REER. Le tableau suivant présente un aperçu des ratios de mortalité de polices ordinaires selon le type d imposition dans l étude pour les années d assurance 1985-1995. Tel que nous le soulignions dans le rapport précédent, il y a une plus grande corrélation entre les ratios relatifs aux affaires agréées et non agréées que ce qui est sans doute le cas relativement à ces deux types d imposition compte tenu de la distribution différente de tels produits selon l âge. (Pour plus de détails, se reporter au dernier rapport à l adresse http://www.actuaries.ca/publications/1999/9915f.htm). Type d imposition Polices Revenu et durée Hommes Femmes Hommes Femmes Sélect non agréé 100,0 % 91,8 % 89,2 % 81,8 % Sélect REER 101,3 % 93,3 % 97,8 % 94,1 % Sélect RRA 112,4 % 114,4 % 99,0 % 110,4 % Ultime non agréé 105,3 % 105,5 % 102,2 % 105,5 % Ultime REER 101,9 % 91,8 % 97,0 % 93,6 % Ultime RRA 114,6 % 104,3 % 102,7 % 107,0 % 5. SOCIÉTÉS PARTICIPANTES Le tableau suivant, provenant des données des sociétés participantes, présente le pourcentage de décès d assurés individuels dans les données fournies pour les études sur les années d assurance 1994-1995, 1995-1996 et 1986-1996. Sociétés participantes 1994-1995 1995-1996 1986-1996 Aetna 0.0 % 0.0 % 0.5 % Canada 20,4 % 21,4 % 21,3 % Clarica 18,2 % 15,1 % 16,9 % Confederation 0,0 % 0,0 % 1,7 % Great-West 13,8 % 13,6 % 12,2 % Industrielle-Alliance 5,0 % 5,1 % 3,7 % London 8,8 % 9,6 % 5,5 % Manuvie 28,1 % 29,6 % 28,0 % Standard 5,8 % 5,7 % 2,7 % Sun Life 0,0 % 0,0 % 7,5 % 9

6. INDEX DES TABLES ANNÉES D ASSURANCE SEXE TYPE D IMPOSITION REVENU PAGE 1995-1996 H & F tous tous 1 1995-1996 H tous tous 2 1995-1996 F tous tous 3 1986-1996 H & F tous tous 4 1986-1996 H tous tous 5 1986-1996 F tous tous 6 1986-1996 H REER tous 7 1986-1996 F REER tous 8 1986-1996 H RRA tous 9 1986-1996 F RRA tous 10 1986-1996 H non agréé tous 11 1986-1996 F non agréé tous 12 1986-1996 H tous 0-1 000 13 1986-1996 F tous 0-1 000 14 1986-1996 H tous 1 000-5 000 15 1986-1996 F tous 1 000-5 000 16 1986-1996 H tous 5 000-10 000 17 1986-1996 F tous 5 000-10 000 18 1986-1996 H tous 10 000+ 19 1986-1996 F tous 10 000+ 20 1986-1996 H REER 0-1 000 21 1986-1996 F REER 0-1000 22 1986-1996 H REER 1 000-5 000 23 1986-1996 F REER 1 000-5 000 24 1986-1996 H REER 5 000-10 000 25 1986-1996 F REER 5 000-10 000 26 1986-1996 H REER 10 000+ 27 1986-1996 F REER 10 000+ 28 1986-1996 H non agréé 0-1 000 29 1986-1996 F non agréé 0-1 000 30 1986-1996 H non agréé 1 000-5 000 31 1986-1996 F non agréé 1 000-5 000 32 1986-1996 H non agréé 5 000-10 000 33 1986-1996 F non agréé 5 000-10 000 34 1986-1996 H non agréé 10 000+ 35 1986-1996 F non agréé 10 000+ 36 Vous pouvez télécharger les tables pour les visualiser ou les imprimer. 10