Roman Pietroń *
4. Zależność reasekuracji od sytuacji finansowej ubezpieczyciela
Jak się wydaje, sytuacja ekonomiczno-finansowa ubezpieczyciela nie ma bezpośredniego wpływu na wybór formy prawnej i metody technicznej rease-kuracji. Decyzje reasekuracyjne, szczególnie te złe, mogą jednak wpływać na sytuację zakładu ubezpieczeń, co z kolei może mieć wpływ na pozycję negocjacyjną w relacji cedent – reasekurator. Można by zatem przypusz-czać, że może jednak istnieć powiązanie między reasekuracją a czynnikami opisu sytuacji ekonomiczno-finansowej przedsiębiorstwa ubezpieczeniowego.
Sprawdzenie istnienia takiej zależności może być dokonane na przykład poprzez symulację rachunkowościową ex post zmiany poziomu reasekuracji i wynikających z tego konsekwencji w rachunku wyników finansowych9 lub budowę modelu ekonometrycznego opisującego wpływ reasekuracji na sytu-ację ekonomiczno-finansową10. Na potrzeby tej pracy podjęto próbę badania tej zależności w zakładach ubezpieczeń w Polsce opierając się na modelowa-niu ekonometrycznym, do którego wykorzystano dane finansowe PZU S.A.
z lat 1998–201311 oraz TUiR Warta z lat 1994–2013. W modelu
9 Wyniki takich badań dla grupy 10 (ubezpieczenia OC) Działu II ubezpieczeń w Polsce zob. Celczyńska, 2010, s. 5–16.
10 Badania tej zależności przeprowadzono np. w pracy: Yung-Ming, 2010, s. 475–494. Na podstawie danych finansowych ubezpieczeń majątkowych (non-life) w Wielkiej Brytanii z lat 1985–2002 wykazano, że ubezpieczyciele stosujący intensywną politykę rozwojową mają ten-dencję do zwiększenia udziału reasekuratorów w składce, ponadto zwiększenie zależności od reasekuratorów prowadzi do tendencji zwiększania poziomu zadłużenia. Stwierdzono także, że tendencja do zwiększania udziału reasekuratorów może być osłabiona poprzez zastosowanie metod inżynierii finansowej, w szczególności instrumentów pochodnych.
11 W artykule wykorzystano niektóre obliczenia wykonane przez A. Herbinger w ramach pracy dyplomowej magisterskiej (Herbinger, 2005).
trycznym można wyróżnić następujące zmienne: Y – zmienna objaśniana, Xi – zmienne objaśniające (i = 1, 2, 3). Zmienną objaśnianą jest cecha repre-zentująca reasekurację, tzn. udział reasekuratorów w składce przypisanej.
Udział ten określa stopień uzależnienia zakładu ubezpieczeń od reasekuracji.
Natomiast zmiennymi objaśniającymi są czynniki opisujące sytuację finan-sową ubezpieczyciela. Dla przykładowych danych empirycznych (tabela 2) rozważmy 3 parametry, które opisują sytuację finansową ubezpieczyciela – zysk netto, środki pieniężne oraz kapitał własny. Zatem w modelu wykorzy-stano następujące zmienne: Y – udział reasekuratorów w składce, X1 – zysk netto, X2 – środki pieniężne, X3 – kapitał własny.
Tabela 2. Dane PZU S.A. w latach 1998–2013 (w tys. zł)
Rok Y X1 X2 X3
1998 2 040 003 289 712 92 018 973 474
1999 1 863 866 507 244 142 701 1 151 962
2000 1 427 326 573 457 117 762 1 725 419
2001 1 251 064 676 916 137 506 2 402 335
2002 502 763 871 142 147 628 3 551 077
2003 532 240 900 101 150 496 4 016 607
2004 537 018 1 416 181 176 433 8 440 374
2005 399 231 2 692 976 199 673 10 903 857
2006 125 503 3 280 883 208 008 13 448 705
2007 152 418 3 600 445 465 105 17 017 442
2008 123 088 2 344 449 542 093 19 151 569
2009 160 728 3 762 911 366 556 10 411 542
2010 164 337 3 516 709 166 289 11 902 186
2011 249 008 2 582 303 107 868 11 745 410
2012 198 596 2 633 114 41 612 13 452 581
2013 204 029 3 295 113 545 870 12 259 761
Źródło: opracowanie własne na podstawie raportów rocznych PZU S.A., PIU, KNF.
W weryfikacji przyjętych zmiennych wykorzystano klasyczny współczynnik zmienności Vj (tabela 3) oraz współczynnik korelacji z wartością krytyczną
Polityka reasekuracyjna a sytuacja finansowa zakładu ubezpieczeń w Polsce
obliczaną z tablic testu t-Studenta (tabela 4). Warunkiem wstępnym tego, aby dana zmienna, np. X1, mogła być uznana za objaśniającą w modelu, jest jej wystarczające zróżnicowanie. Przyjęto w dalszych rozważaniach propono-waną w literaturze wartość porównawczą współczynnika zmienności V* na poziomie 0.1. Ponieważ dla wszystkich zmiennych spełniony jest warunek Vj > V*, wszystkie zmienne pozostają w modelu (tabela 3).
Tabela 3. Współczynnik zmienności dla PZU S.A. w latach 1998–2013
Y X1 X2 X3
xi 620701 2058978 225476 8909644
si 627872 1233256 156210 5680704
Vi 1,01155 0,59897 0,69280 0,63759
Źródło: opracowanie własne na podstawie raportów rocznych PZU S.A., PIU, KNF.
Tabela 4. Współczynniki korelacji dla PZU S.A.
a) 1998–2003 b) 1998–2013
Y X1 X2 X3 Y X1 X2 X3
1 1
1 –0,96273 1 1 –0,82520 1
2 0,95647 0,96662 1 2 –0,45894 0,53925 1
3 0,11779 0,17094 0,21788 1 3 –0,83597 0,85170 0,62323 1 Źródło: opracowanie własne na podstawie raportów rocznych PZU S.A., PIU, KNF.
Wartość krytyczna współczynnika korelacji pozwalająca ustalić poziom istotności wyznaczonych współczynników korelacji wynosi r*= 0,42590 (staty-styka t0,1;16-2 = 1,76131). Nośnikiem największego zasobu informacji o zmien-nej objaśniazmien-nej dla lat 1998–2013 są zmienne: X3 – kapitał własny (korelacja na poziomie –0,83597) oraz X1 – zysk netto (korelacja na poziomie –0,82520).
Równocześnie zmienna X1 jest mocno skorelowana ze zmienną X3 (korelacja na poziomie 0,851704), dlatego jedna z tych zmiennych powinna być elimino-wana z dalszych obliczeń. Porównując rozważane okresy, można także zauwa-żyć coraz silniejszy wpływ zmniejszenia udziału reasekuratorów w składce na zwiększenie zysku netto, kapitałów własnych i posiadanych środków pie-niężnych. Wykres korelacyjny (punktowy) oraz analityczna funkcja regre-sji dla rozważanych danych empirycznych i zmiennych (Y, X1) wskazują na
dopasowanie trendu liniowego do rozważanego modelu (wykres 1) postaci:
Y = –1,62084·X1 + 3065037.
Wykres 1. Zależność między reasekuracją a sytuacją finansową zakładu ubezpieczeń PZU S.A.
1000 000
–1000 000 2000 000 3000 000 4000 000
0
0 1000 000 2000 000
Zależność reasekuracji od zysku netto Regresja R2 = 0,68095 Wpływ zysku netto na reasekurację
Zysk netto
Udział reasekuratorów w składce
Źródło: opracowanie własne na podstawie raportów rocznych PZU S.A., PIU, KNF.
Ze względu na małą próbę statystyczną wyników finansowych PZU S.A., teza o zależności zysku od udziału reasekuratorów w składce jednak nie może być uznana za pewną (mimo że dopasowanie do rzeczywistości jest stosunkowo znaczne – wynosi około 68%). Wraz ze wzrostem udziału reasekuratora w składce zysk maleje (korelacja ujemna). Oznacza to, że im mniej składki ubezpieczyciel oddaje reasekuratorom, tym osiąga większy zysk. Reasekuracja jest kosztem ubezpieczyciela, dlatego im mniejszy koszt, tym lepszy wynik finansowy. Z drugiej strony zaś, jeśli ubezpieczyciel nie odda do reasekuracji pewnych ryzyk, które wystąpią w danym okresie roz-liczeniowym, to nie poniesie kosztu reasekuracji, ale będzie musiał ponieść koszty związane z wypłaceniem odszkodowań, które z pewnością prze-wyższą wydatki na reasekurację. Dlatego do reasekuracji należy oddawać jedynie ryzyka w największym stopniu zagrażające towarzystwu ubezpiecze- niowemu.
Badane zależności korelacyjne i regresyjne rozważono także dla dostęp-nych dadostęp-nych finansowych TUiR Warta dla lat 1994–2013. Dla porównania rozważono stosunek zysku (X1) do udziału reasekuratorów w składce (Y) (tabela 5).
Polityka reasekuracyjna a sytuacja finansowa zakładu ubezpieczeń w Polsce
Tabela 5. Dane Warty w latach 1994–2013 (w tys. zł)
Rok Y X1
1994 125 871 20 036
1995 141 694 13 740
1996 148 424 18 103
1997 171 850 20 704
1998 196 551 44 265
1999 207 575 75 599
2000 245 488 50 057
2001 325 588 58 438
2002 295 380 62 185
2003 328 674 53 349
2004 264 523 68 291
2005 257 324 95 900
2006 133 000 122 900
2007 158 692 150 499
2008 169 493 68 021
2009 161 334 10 825
2010 182 485 1 240
2011 313 274 119 886
2012 325 687 167 000
2013 323 350 244 000
Źródło: opracowanie własne na podstawie raportów rocznych TUiR Warta, PIU, KNF.
W przypadku TUiR Warta wartość krytyczna współczynnika korelacji r* = 0,37834, a korelacja między udziałem reasekuratorów w składce a zyskiem netto wynosi 0,478961 (tabela 6). Zmienną tę należy odrzucić, gdyż jest nieistotnie skorelowana ze zmienną objaśnianą.
Dla TUiR Warta najlepszą zmienną na podstawie korelacji dla lat 1994–2013 jest zysk netto (X1), natomiast dla lat 1994–2003 kapitał własny (X3). Korelacja między udziałem reasekuratorów w składce a zyskiem netto jest dodatnia i wynosi 0.47986 (tabela 7b).
Tabela 6. Współczynniki korelacji dla TUiR Warta
a) 1994–2003 b) 1994–2013
Y X1 X2 X3 Y X1 X2 X3
1 1
1 0,64584 1 1 0,47896 1
2 –0,61618 –0,41262 1 2 –0,39669 –0,40389 1
3 0,913380 0,70235 –0,62800 1 3 0,37082 0,85170 0,69471 1 Źródło: opracowanie własne na podstawie raportów rocznych TUiR Warta S.A., PIU, KNF.
W miarę wzrostu udziału reasekuratorów w składce rośnie wartość zysku netto (wykres 2) oraz także kapitału własnego, natomiast maleją środki pie-niężne.
Wykres 2. Zależność między reasekuracją a sytuacją finansową ubezpieczyciela – TUiR Warta S.A.
100 000 250 000
50 000 200 000 150 000 350 000 300 000
0
0 100 000 200 000 300 000
Zależność reasekuracji od zysku netto Regresja R2 = 0,22940
Liniowy
(Regresja R2 = 0,22940) Wpływ zysku netto na reasekurację
Zysk netto
Udział reasekuratorów w składce
Źródło: opracowanie własne na podstawie raportów rocznych TUiR Warta S.A., PIU, KNF.
Analizując dane ubezpieczycieli dla tego samego okresu, trudno uznać, że wyniki TUiR Warta są zbliżone do wyników PZU S.A. W miarę wzro-stu udziału reasekuratorów z składce TUiR Warta zysk netto także rośnie.
Dla TUiR Warta występuje małe nachylenie prostej oraz duży rozrzut punk-tów. Ma to odzwierciedlenie w bardzo słabej korelacji pomiędzy zyskiem a udziałem reasekuratorów w składce oraz bardzo słabym opisem rzeczywi-stości (R2 = 0,22940). Z tego powodu w tym przypadku zysk netto nie jest jednak dobrą zmienną objaśniającą12. Wykres korelacyjny (punktowy) oraz
12 Analiza zależności finansowych w przypadku TUiR Warta komplikuje się dla danych po 28 grudnia 2012 r., kiedy to doszło do połączenia TUiR Warta z HDI Asekuracja TU S.A.
Polityka reasekuracyjna a sytuacja finansowa zakładu ubezpieczeń w Polsce
analityczna funkcja regresji dla rozważanych danych empirycznych i zmien-nych (Y, X1) wskazują na dopasowanie trendu liniowego do rozważanego modelu postaci: Y = 0,57584·X1 + 181631. Na podstawie tych danych można wnioskować, że w miarę wzrostu zaangażowania w reasekurację polepsza się sytuacja zakładu ubezpieczeniowego. TUiR Warta oddaje wiele ryzyk do reasekuracji, co jednocześnie prowadzi do wzrostu zysku netto i kapitału własnego13.
5. Zakończenie
Reasekuracja jest istotnym elementem systemu bezpieczeństwa finanso-wego zakładów ubezpieczeń. Chroni ona zakłady ubezpieczeń przed nad-miernym wzrostem szkodowości, umożliwia także finansowe zabezpiecze-nie się przed szkodami katastroficznymi. Stosowazabezpiecze-nie reasekuracji wpływa korzystnie na najważniejsze dla zakładu ubezpieczeń wielkości finansowe.
Reasekuracja wpływa na obniżenie wysokości marginesu wypłacalności, a to oznacza, że wzrastają wartości takich wskaźników, jak na przykład: wskaź-nik pokrycia marginesu wypłacalności środkami własnymi, wskaźwskaź-nik pokry-cia kapitału gwarancyjnego środkami własnymi. Zastosowanie reasekuracji wpływa także na wysokość rezerw techniczno-ubezpieczeniowych ubezpie-czyciela i obniża ich niezbędną wysokość na jego udziale własnym. W ana-lizie działalności reasekuracyjnej trzeba brać również pod uwagę relacje przychodów i kosztów reasekuracji. Udział reasekuratorów w wypłaconych odszkodowaniach i świadczeniach wpływa na zmniejszenie kosztów ubez-pieczyciela – cedenta. Do korzyści finansowych ubezubez-pieczyciela – cedenta z tytułu reasekuracji biernej zaliczyć można prowizje otrzymane od rease-kuratorów, udziały w ich zyskach, udziały reasekuratorów w rezerwach tech-niczno-ubezpieczeniowych oraz w zmianie ich stanu. Do kosztów ubezpie-czyciela – cedenta z tytułu reasekuracji biernej zalicza się przede wszystkim część składki należnej reasekuratorowi.
Powstało w ten sposób drugie pod względem wielkości towarzystwo ubezpieczeń majątkowych na polskim rynku.
13 O poprawie sytuacji finansowej świadczy wzrost wskaźników rentowności kapitału wła-snego, sprzedaży i majątku, a także zmniejszenie wskaźników poziomu kosztów, co korzystnie wpłynęło na działalność ubezpieczyciela. W okresie 2002–2005 TUiR Warta wykazywało jed-nak niski poziom wskaźnika płynności – zbyt mało środków przypadało na składkę przypisaną brutto – zob. Mioduchowska-Jaroszewicz (2008, s. 134).
Polski sektor ubezpieczeniowy systematycznie zmniejsza poziom reaseku-racji. Tendencja ta jest szczególnie widoczna u największych ubezpieczycieli.
Wraz z dokapitalizowaniem polskiego sektora ubezpieczeń stopniowo zaczęły spadać wydatki zakładów ubezpieczeń na reasekurację, w stosunku do składki przypisanej brutto. Działające w Polsce zakłady ubezpieczeń w głównej mierze korzystają z usług reasekuracyjnych firm zagranicznych – reasekuracja czynna jest jeszcze mało aktywna. Dostępne dane sektora ubezpieczeniowego wska-zują na brak jednoznacznego związku pomiędzy aktualną sytuacją finansową ubezpieczycieli a wybieranymi metodami i formami reasekuracji. Na rozwa-żonym przykładzie danych ubezpieczycieli niepotwierdzona została (przy-najmniej w części) powszechnie akceptowana teza o istnieniu związku w tym zakresie. Analizowane towarzystwa, bez względu na swoją sytuację finansową, wykorzystywały te same formy i metody reasekuracji. Sytuacja finansowa nie jest jedynym czynnikiem determinującym wybór metod reasekuracyjnych.
Inne czynniki, które mogą mieć również wpływ na dobór metod reasekuracji, to: stan rozwoju firmy, fazy cyklów życia produktów ubezpieczeniowych.
Porównania udziału reasekuratorów w składce z zyskiem netto, środkami pieniężnymi i kapitałem własnym nie pozwalają na jednoznaczne wnioski.
Ogólnie można powiedzieć, że istnieje pewna zależność między reasekura-cją a sytuareasekura-cją finansową ubezpieczyciela – cedenta, ale jest ona odmienna dla każdego towarzystwa ubezpieczeniowego. Dla PZU mniejsze angażo-wanie się w reasekurację oznacza lepszy wynik finansowy netto. Natomiast dla Warty większe angażowanie się w reasekurację wiąże się ze wzrostem wartości kapitału własnego. Nie można jednoznacznie stwierdzić, co jest lepszym rozwiązaniem – czy zmniejszanie czy zwiększanie udziału rease-kuratorów w składce. Jest to sprawa indywidualna dla każdego ubezpieczy-ciela. Przedsiębiorstwa prowadzące w tym względzie zupełnie odmienną politykę (TUiR Warta zwiększa udział reasekuratorów w składce, PZU S.A. zmniejsza go) mogą osiągać również dodatnie wyniki finansowe. Jed-nakże stwierdzone różnice w osiąganych wynikach finansowych nie mogą być interpretowane jednoznacznie, jako skutek prowadzonej polityki reasekuracyjnej. Z analizy rachunków technicznych zakładów ubezpieczeń w Polsce wynika, że niepokojąca tendencja spadkowa na wyniku z rease-kuracji biernej pojawiła się w zakładach ubezpieczeń Działu I, u których przyrost z tytułu udziału reasekuratorów w składce brutto wyniósł w 2008 roku aż 322%, przy nie tak znaczącym 56% przyroście udziału reasekura-torów w odszkodowaniach i świadczeniach wypłaconych (Wartini, 2009, s. 77–85).
Wdrożenie projektu finansowego Wypłacalność II (Solvency II) w zakła-dach ubezpieczeń funkcjonujących w UE wpływa także na podejście
ubez-Polityka reasekuracyjna a sytuacja finansowa zakładu ubezpieczeń w Polsce
pieczycieli do polityki reasekuracyjnej. Zakłady ubezpieczeń (w tym także w Polsce) wobec zwiększonych wymagań kapitałowych i po okresie wpływu kryzysu finansowego zapewne zwiększą wykorzystanie reasekuracji w celu zwiększenia bezpieczeństwa finansowego (swoistej „ulgi kapitałowej”) w swo-jej działalności. Regulacje zwiększające konieczność dopasowania wymogów kapitałowych ubezpieczycieli do ryzyka ubezpieczeniowego z pewnością zwiększą znaczenie reasekuracji, która jak się wydaje będzie nie tylko indy-widualizowana stosownie do osiąganych wyników finansowych, ale także i podejmowanego ryzyka w strategiach produktowych ubezpieczycieli.
Przyjęta hipoteza o istnieniu zależności pomiędzy sytuacją finansową a wybieranym przez ubezpieczycieli sposobem reasekuracji w Polsce nie znajduje jednoznacznego potwierdzenia na przykładzie danych finansowych wybranych dwóch głównych ubezpieczycieli Działu II w latach 1994–2013 i 1998–2013. Z pewnością zależność odwrotna jest prawdziwa – decyzje rease-kuracyjne mają wpływ na sytuację finansową zakładu ubezpieczeń. Szczegól-nie błędne decyzje reasekuracyjne mogą mieć wpływ na wyniki finansowe ubezpieczyciela.
Bibliografia
Antus, A. (2001a). Historia rozwoju rynku reasekuracji, Wiadomości Ubezpiecze-niowe, nr 1–2A/2001.
Antus, A. (2001b). Umowa reasekuracyjna – kalkulacja składki, Wiadomości Ubez-pieczeniowe, nr 5–6/2001.
Celczyńska, A. (2010). Reasekuracja a wynik techniczny ubezpieczeń grupy 10 Działu II, Acta Universitatis Lodziensis. Folia Oeconomica 244, s. 5–16.
Ciuman, K. (1996). Reasekuracja a rynek ubezpieczeń, Warszawa: Poltext.
Cole, C., Ferguson, W.L., Lee, R.B., McCullough, K.A. (2012). Internationalization in the Reinsurance Industry: An Analysis of the Net Financial Position of U.S.
Reinsurers, The Journal of Risk and Insurance, Vol. 79, No. 4, s. 897–930.
Cole, C., McCullough, K.A. (2006). A Reexamination of the Corporate Demand for Reinsurance, The Journal of Risk and Insurance, Vol. 73, No. 1, s. 169–192.
Cummins, J.D., Trainar, Ph. (2009). Securitization, Insurance, and Reinsurance, The Journal of Risk and Insurance, Vol. 76, No. 3, s. 463–492.
Gajda, J. (2013). Reasekuracja gwarantowanych przez Skarb Państwa ubezpieczeń eksportowych, Wiadomości Ubezpieczeniowe, nr 1/2013, s. 65–75.
Grzebieniak, A. (2009). Rodzaje reasekuracji stosowane przez zakłady ubezpieczeń w przypadku ubezpieczenia szkód spowodowanych żywiołami, Wiadomości Ubez-pieczeniowe, nr 3/2009, s. 3–10.
Herbinger, A. (2005). Decyzje reasekuracyjne a sytuacja ekonomiczno-finansowa zakładu ubezpieczeń, Praca magisterska, Wydz. IZ. PWr. (na prawach rękopisu).
Jaworski, M. (2008). 30–50 proc. więcej za reasekurację, Gazeta Prawna, nr 211/2008.
Jaworski, W., Lisowski, J. (2002). Ocena sytuacji ekonomiczno-finansowej zakładu ubezpieczeń. W: T. Sangowski (red.), Ubezpieczenia w gospodarce rynkowej, tom 4, Bydgoszcz–Poznań: Oficyna Wyd. Branta, s. 397–428.
Kowalewska, A. (2000). Konsolidacja rynku reasekuracji, Wiadomości Ubezpiecze-niowe, nr 5/6 2000.
Kowalewska, A. (2000). Metody kalkulacji składki dla reasekuratora w umowach reasekuracji nadwyżki szkód, Wiadomości Ubezpieczeniowe, nr 3–4/2000.
Kwiecień, I., Brach, D. (2000). Tradycyjne i alternatywne sposoby reasekuracji, Wia-domości Ubezpieczeniowe, nr 3–4/2000.
Kugacz, J. (2002). Reasekuracja metodą zarządzania ryzykiem, Prawo Asekuracyjne, nr 1/2002.
Mazurkiewicz, S. (2000). Metody ustalania składki reasekuracyjnej. W: T. Sangow-ski (red.), Studia z ubezpieczeń gospodarczych i społecznych, Seria I, Zeszyt 276, Poznań: Wyd. AE Poznań, s. 162–176.
McCarthy, C. (2009). Financial crisis reduces life reinsurance premium volume, Busi-ness Insurance, Vol. 43.38 (Oct 26, 2009), s. 18–19.
Micyk, R. (2003). Zarządzanie reasekuracją w zakładzie ubezpieczeń. W: J. Mon-kiewicz (red.), Podstawy ubezpieczeń, tom 3, Warszawa: Wyd. Poltext, s. 473–514.
Mioduchowska-Jaroszewicz, E. (2008). Praktyczna ocena sytuacji finansowej zakładu ubezpieczeń na przykładzie towarzystwa Ubezpieczeń i Reasekuracji Warta S.A.
w latach 2002–2005, Seria: Studia i Prace Wydziału Nauk Ekonomicznych 1, SIP, s. 123–134.
Monkiewicz, J. (2003). Reasekuracja. W: J. Monkiewicz (red.), Podstawy ubezpieczeń, tom 1, Warszawa: Wyd. Poltext, s. 125–160.
Oganiaczyk, M., Ziajka, T. (2010). Kryzys gospodarczy a reasekuracja, Wiadomości Ubezpieczeniowe, nr 1/2010, s. 121–130.
Poprawska, E. (2005). Kryteria oceny polityki reasekuracyjnej zakładów czeń. W: W. Ronka-Chmielowiec, K. Jajuga (red.), Inwestycje finansów i ubezpie-czenia – tendencje światowe a polski rynek, tom 2, Prace Naukowe AE Wrocław, Nr 1088, Wrocław: Wyd. AE Wrocław, s. 139–145.
Ronka-Chmielowiec, W. (2002). Zarządzanie ryzykiem ubezpieczeniowym.
W: T. Sangowski (red.), Ubezpieczenia w gospodarce rynkowej, tom 4, Bydgoszcz–
–Poznań: Oficyna Wyd. Branta, s. 260–290.
Ronka-Chmielowiec, W. (2010). Reasekuracja w działalności przedsiębiorstwa ubez-pieczeniowego. W: J. Handschke, J. Monkiewicz (red.), Ubezpieczenia, podręcznik akademicki, Warszawa: Wyd. Poltext, s. 334–336.
Stępień, A. (2003). Aktualne trendy w reasekuracji wybranych ubezpieczeń majątko-wych, Wiadomości Ubezpieczeniowe, nr 5/6 2003.
Stroiński, E., Stroiński K. (1990). Znaczenie reasekuracji dla nowo powstających zakładów ubezpieczeń, Wiadomości Ubezpieczeniowe, nr 5/1990.
Polityka reasekuracyjna a sytuacja finansowa zakładu ubezpieczeń w Polsce
Wartini, J. (2009). Wpływ globalnego kryzysu gospodarczego na wyniki działalno-ści technicznej polskiego sektora ubezpieczeń, Wiadomodziałalno-ści Ubezpieczeniowe, nr 3/2009, s. 76–86.
Weiss, M.A., Chung, J.-H. (2004). U.S. Reinsurance Prices. Financial Quality, and Global Capacity, The Journal of Risk and Insurance, Vol. 71, No. 3, s. 437–467.
Williams Jr., C., Smith, M., Young, P. (2002). Zarządzanie ryzykiem a ubezpieczenia, Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN, s. 426–428.
Wytyczne dotyczące dobrych praktyk w zakresie reasekuracji biernej /retrocesji. (2013).
KNF Warszawa, http://www.knf.gov.pl/Images/Reasekuracja_Wytyczne_tcm75-36716.pdf (dostęp 25.07.2014).
Yung-Ming, Shiu. (2010). Reinsurance and Capital Structure: Evidence From the United Kingdom Non-Life Insurance Industry, The Journal of Risk and Insurance, Vol. 78, No. 2, s. 475–494.