醫(yī)療損害侵權責任認定中鑒定意見適用研究*

屈茂輝課題組

(湖南大學法學院，湖南 長沙 410082)

在醫(yī)療損害侵權責任認定的鑒定意見適用中，關于鑒定意見與司法裁判之間相互關系的爭議與討論由來已久，但其中諸多觀點的提出和問題的討論均立基于典型性個案或者典型案例，到目前為止仍然沒有見到能夠完全有效地反映法官集體經驗的實證研究。①法官集體經驗系對司法案件中實際法律問題與法律實踐之間的實然聯系的科學綜合歸納，能夠反映出司法人員之間的認同，能更好地從整體上通過裁判文書對司法實踐中法官的認知和行為進行分析。因此，如果能基于法官集體經驗對實踐中的問題進行探討，就能更加全面地實現對法律實踐中存在問題的總結，從而更好地實現對問題本質的分析和探討。而實證分析作為檢驗法律及其實踐中經驗信息的必備工具，則能很好地實現對法官集體經驗的歸納和總結?；趥€案或者典型性案例樣本的分析雖然也能在一定程度上揭示法律現象的實然狀態(tài)，但其局限性也是非常明顯的，即在于個案或者典型性案例樣本與醫(yī)療損害糾紛訴訟案例的總體存在較大的偏差，無法客觀地反映出總體中蘊含的法官集體經驗。而要真正獲取法官集體經驗，則需要在隨機抽樣的基礎上獲得盡可能多的樣本，并通過對大樣本數據的科學分析來實現對法官集體經驗的歸納。因此，為更好地對我國醫(yī)療損害侵權責任認定司法實踐中鑒定意見與司法裁判之間的相互關系進行明確，本文以通過隨機抽樣獲得的醫(yī)療損害糾紛判決書為研究樣本，對醫(yī)療損害侵權責任認定中的鑒定意見適用進行實證分析，并就鑒定意見適用的規(guī)范化問題提出解決方案。②

一、基本研究思路與方法

(一)樣本來源

本研究所使用的樣本數據均來源于中國裁判文書網(http://www.court.gov.cn/zgcpwsw/)，采取分層隨機抽樣方法，從截止2017年12月29日共28444份案由為“醫(yī)療損害侵權責任糾紛”的民事判決書中，抽取五分之一約5689份判決書。樣本選擇的具體步驟為：第一步，根據區(qū)域( 以省級行政區(qū)劃為單位) 檢索條件，得到全國所有省級行政區(qū)劃的醫(yī)療損害侵權責任糾紛案件民事判決書的全樣本分布。第二步，依據上述區(qū)域分布中的判決書數量，依照目標樣本數按比例確定每個省級行政區(qū)劃內應抽取的實際樣本數。第三步，根據上述應抽取樣本數的區(qū)域分布，按照每個年度的案例所占比重，順序抽取各個區(qū)域的判決書。按照以上抽樣方法抽樣后，實際共獲得5679份案由為“醫(yī)療損害侵權責任糾紛”的民事判決書，按照獲取判決書樣本數量排序，其中河南省486份，江蘇省477份，山東省444份，吉林省349份，安徽省309份，廣東省285份，浙江省263份，四川省254份，湖北省253份，湖南省235份，河北省233份，遼寧省232份，北京市229份，上海市211份，重慶市161份，廣西省153份，江西省126份，陜西省116份，福建省111份，黑龍江省111份，山西省108份，云南省106份，新疆自治區(qū)94份，天津市79份，貴州省73份，內蒙古自治區(qū)59份，甘肅省53份，寧夏自治區(qū)35份，海南省23份，青海省11份，經過篩選后獲得符合分析要求的樣本判決書共2883份，其中2008年4份，2009年6份，2010年16份，2011年14份，2012年35份，2013年181份，2014年636份，2015年483份，2016年830份，2017年678份。實際獲得樣本數量與抽樣方案預計抽取樣本數量的差異來自于抽取過程中進行的四舍五入，且其中西藏自治區(qū)因總體案件數量少于5個而未對其進行抽取。實際獲得的民事判決書中，1738份判決書為二審或再審維持原判案件，314份判決書為已由在先判決認定雙方責任比例而本次起訴僅依據生效判決計算后續(xù)費用的案件，64份判決書為雙方當事人在起訴前已達成協議而判決結果對協議內容予以維持的案件，42份判決書未因超過訴訟時效而駁回原告訴訟請求的案件，2份判決書為當事人撤回起訴，5份判決書為因原告未能提供證據證實醫(yī)患關系而駁回其訴訟請求的案件，4份判決書因法官認定患方無實際物質損失而未進行賠償比例劃分，另有75份判決書的判決結果為要求醫(yī)療機構依據公平原則對患方進行一定的補償而未依據患者損失進行比例劃分。最終，共獲得有效判決書3435份。本次分析的目的在于檢驗在存在司法鑒定意見的情況下法官是否綜合案件其他因素作出最終的判決，因此，在回歸分析過程中僅使用進行了醫(yī)療損害鑒定并給出相應鑒定意見的案件數據(未鑒定案件共552個)，最終獲得有效樣本2883個。

表1 變量定義賦值表

(二)變量選擇及定義

通過對所取得的判決書樣本中與賠償比例認定可能存在相關性的因素進行歸納，本文共提取出包括審判程序、省級行政區(qū)域、地區(qū)、醫(yī)療損害參與度、醫(yī)療損害參與度表述、鑒定主體、異議答復、鑒定程序、醫(yī)療機構經營性質、醫(yī)療機構等級、患者年齡段、患者被撫養(yǎng)人情況、一級診療科目、二級診療科目、患者傷殘等級、患者物質損失及賠償比例在內的16個變量。③由于審判程序并非本次分析需要考慮的因素，故予以刪除。另外，由于省級行政區(qū)劃類別過多，故直接用地區(qū)變量代替。同時由于一級診療科目及二級診療科目的類別均過多，所以需要結合樣本及本次分析目的等實際情況予以合并調整。故此，本文最終獲得地區(qū)、醫(yī)療損害參與度表述、醫(yī)療損害參與度、鑒定主體、異議答復、鑒定程序、醫(yī)療機構經營性質、醫(yī)療機構等級、患者年齡段、患者被撫養(yǎng)人情況、醫(yī)療行為所屬科目、患者傷殘等級、患者物質損失及賠償比例等14個變量，詳見表1。④

(三)數據分析方法

本文主要采用多元線性回歸方法對賠償比例認定的影響因素進行分析，分別以賠償比例為因變量，其余變量均作為自變量?；诰€性回歸的假設前提，需要將自變量中所有的分類變量和有序變量轉化為啞變量。本次分析中，由于自變量中醫(yī)療損害參與度表述、鑒定主體、異議答復及鑒定程序四個自變量分別僅含有兩個類別，所以，該三個分類自變量可直接在線性回歸中使用。在設置啞變量時一般選用有特殊參照意義或頻率最高的類別作為回歸分析的參照水平。所以，本次分析的參照水平設置為東部地區(qū)、三級醫(yī)院、14至60周歲、無被撫養(yǎng)人以及急診科。由此得到包括啞變量在內的24個自變量，分別為：中部地區(qū)、西部地區(qū)、醫(yī)療損害參與度、醫(yī)療損害參與度表述、異議答復、鑒定程序、醫(yī)療機構經營性質、基層醫(yī)療衛(wèi)生機構及其他機構、一級以下醫(yī)院、二級醫(yī)院、14周歲以下、60至75周歲、75周歲以上、無需考慮被撫養(yǎng)人、有被撫養(yǎng)人、骨科、其他外科、婦產科、內科、普通外科、兒科、其他科室、患者傷殘等級、患者物質損失，以及因變量賠償比例。

結合本文的研究目的，按照出具鑒定意見的主體不同，本文將樣本分為醫(yī)學會和司法鑒定機構兩個子樣本分別進行回歸分析。由于實踐中兩種鑒定主體的客觀存在，通過劃分子樣本的方式進行分析則能夠更加準確地對醫(yī)療損害認定實踐中的法官集體經驗進行歸納總結。

二、基于抽樣的統(tǒng)計分析結果

(一)變量描述性統(tǒng)計

表2顯示了本次分析所使用的變量的描述性統(tǒng)計結果。當鑒定主體為醫(yī)學會時，東部地區(qū)均值明顯大于中部與西部地區(qū)，說明委托醫(yī)學會鑒定的案件主要集中在東部地區(qū)。醫(yī)療損害參與度表述的均值僅為0.02，說明醫(yī)學會出具的鑒定意見中絕大部分采用定性形式對醫(yī)療損害參與度進行表述。異議答復均值為0.06，說明在絕大多數的案件中均不存在鑒定人針對當事人異議的答復。鑒定程序均值為0.3，說明大部分案件均未進行重新鑒定。通過比較與患者年齡段相關變量的均值可知，患者年齡主要集中在14至60周歲。通過比較與患者被扶養(yǎng)人情況相關變量的均值可知，患者沒有被扶養(yǎng)人的案件要多于患者有被扶養(yǎng)人的案件。通過比較與醫(yī)療行為所屬科目等級相關變量的均值可知，醫(yī)療機構為三級醫(yī)院的案件最多。通過比較與醫(yī)療機構等級相關變量的均值可知，在樣本案件中的醫(yī)療行為所屬科目主要集中在外科。從醫(yī)療損害參與度與賠償比例的平均值來看，醫(yī)療損害參與度與賠償比例的集中趨勢較為接近。

而當鑒定主體為司法鑒定機構時，與鑒定主體為醫(yī)學會的主要差異在于，委托鑒定的案件分布相對均勻，但中部地區(qū)最多；醫(yī)療損害參與度表述的均值為0.73，說明司法鑒定機構出具的鑒定意見中絕大部分采用定量形式對醫(yī)療損害參與度進行表述；并且鑒定主體為司法鑒定機構時異議答復率更高，重新鑒定率更低。其他變量與鑒定主體為醫(yī)學會相比則不存在明顯差異。

(二)主要變量的Pearson相關性

表3顯示了本次分析被解釋變量與部分解釋變量之間的Pearson相關性。從表3中可以看出，無論是在適用醫(yī)學會鑒定意見的案件中還是在適用司法鑒定意見的案件中，患者傷殘等級、醫(yī)療損害參與度及患者物質損失均與賠償比例在1%水平上顯著相關，其中參與度與賠償比例成正相關且相關性最高?；颊邆麣埖燃壟c賠償比例成負相關，說明患者所受到的身體損傷越嚴重，醫(yī)療機構承擔的責任比例反而越低。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

患者物質損失與賠償比例成正比，說明患者受到的物質損失越大，醫(yī)療機構承擔的賠償比例越大。由此可以認為，鑒定意見中認定的醫(yī)療損害參與度確實與最終認定的賠償比例具有非常高的相關性，其相關性明顯高于其他變量與賠償比例之間的相關性。且通過對比在適用不同種類鑒定意見的情況下醫(yī)療損害參與度與賠償比例之間的相關系數可以看出，在適用司法鑒定意見的案件中，醫(yī)療損害參與度與賠償比例之間的相關性更高，也即初步說明兩種不同的鑒定意見對法官決策的影響存在差異。

與此同時，醫(yī)療損害參與度、患者傷殘等級以及患者物質損失三個自變量之間的相關性雖然顯著，但其相互之間的相關系數值均較低，能較好地滿足線性回歸分析對于自變量間相關性的限制性要求。

表3 Pearson相關性分析結果

注：**在0.01級別(雙尾)，相關性顯著

(三)線性回歸結果

通過對總體樣本及子樣本分別進行線性回歸，得到關于賠償比例的回歸分析結果，其中總體樣本共有2872個進入回歸分析，醫(yī)學會子樣本共有804個進入回歸分析，司法鑒定機構子樣本共有2068個進入回歸分析，如表4所示。如表4中的回歸分析結果所示，總體和子樣本回歸分析的調整后決定系數R2分別為0.834、0.782及0.869，說明本次分析結果中的自變量能解釋絕大部分賠償比例的差異，即本文所選取的自變量能較好地實現對于最終賠償比例認定影響因素的分析總結。

表4 賠償比例的線性回歸結果

注：**，*分別代表在0.01和0.05顯著水平(雙尾)；“非標”即非標準化系數，“標準”即標準化系數。

1. 賠償比例的總體結果

對總體樣本中的賠償比例進行線性回歸分析，得到賠償比例的總體樣本回歸模型，如表4(總體)?？傮w樣本中賠償比例回歸模型的調整后決定系數R2為0.835，即模型中顯著性影響因素可以解釋不同案件之間83.5%的賠償比例差異。根據標準化系數的絕對值大小進行排列，對賠償比例認定產生了顯著影響的變量分別為：醫(yī)療損害參與度、患者傷殘等級、醫(yī)療損害參與度表述、無需考慮被撫養(yǎng)人、普通外科、患者物質損失以及異議答復。根據啞變量“同進同出”原則，本次分析中對賠償比例產生了顯著影響的因素為：醫(yī)療損害參與度、患者傷殘等級、醫(yī)療損害參與度表述、患者被撫養(yǎng)人情況、醫(yī)療行為所屬科目、患者物質損失及異議答復。其中醫(yī)療損害參與度的標準系數為0.891，與賠償比例呈正相關關系，說明鑒定意見中給出的過錯參與度越高，法官最終認定的賠償比例就越大。且參與度的標準系數遠大于其他所有顯著性影響因素，由此可見，在所有的顯著性影響因素中，醫(yī)療損害參與度對賠償比例認定的影響明顯高于其他顯著性影響因素。這一回歸分析結果表明，在醫(yī)療損害賠償案件審理中，法官主要依據鑒定意見所表明的醫(yī)療損害參與度來實現對于醫(yī)療損害侵權責任的劃分?；颊邆麣埖燃壖盎颊呶镔|損失對賠償比例認定產生了顯著影響且標準系數均為負值，說明在損害行為造成患者損害結果越大的情況下，法官認定醫(yī)療機構承擔的賠償比例反而越小。在其他的影響因素中，醫(yī)療行為所屬科室目對賠償比例認定產生了顯著影響，說明法官對醫(yī)療行為所屬科目之間的差異進行了考量。

2.醫(yī)學會子樣本中賠償比例認定結果

對醫(yī)學會子樣本中的賠償比例進行線性回歸分析，得到賠償比例的醫(yī)學會子樣本回歸模型，如表4(醫(yī)學會)。醫(yī)學會子樣本中賠償比例回歸模型的調整后決定系數R2為0.782，即模型中顯著性影響因素可以解釋不同案件之間78.2%的賠償比例差異。在鑒定意見由醫(yī)學會出具的情況下，按照標準化系數的絕對值大小進行排列，對賠償比例認定產生了顯著影響的變量分別為：醫(yī)療損害參與度、無需考慮被撫養(yǎng)人、患者傷殘等級、普通外科、患者物質損失、西部地區(qū)。根據啞變量“同進同出”原則，本次醫(yī)學會子樣本分析中對賠償比例產生了顯著影響的因素為：醫(yī)療損害參與度、患者被撫養(yǎng)人情況、患者傷殘等級、醫(yī)療行為所屬科目、患者物質損失以及地區(qū)。與總體分析結果一樣，醫(yī)療損害參與度與賠償比例呈正相關，且對賠償比例的影響遠大于其他顯著影響因素，說明在適用醫(yī)學會鑒定意見的案件中，法官仍然主要依據鑒定意見對醫(yī)療損害侵權責任進行認定。在其他的影響因素中，地區(qū)變量中的“西部地區(qū)”與參照水平“東部地區(qū)”相比也存在差異，“西部地區(qū)”的標準化系數為正，說明西部地區(qū)在同等條件下認定的賠償比例高于東部地區(qū)?；颊邆麣埖燃壖盎颊呶镔|損失對賠償比例認定產生了顯著影響且標準系數均為負值，說明在損害行為造成損害結果越大的情況下，患者得到的賠償份額越少。

3.司法鑒定機構子樣本中賠償比例認定結果

對司法鑒定機構子樣本中的賠償比例進行線性回歸分析，得到賠償比例的司法鑒定機構子樣本回歸模型，如表4(司法鑒定機構)。司法鑒定機構子樣本中賠償比例回歸模型的調整后決定系數R2為0.869，即模型中顯著性影響因素可以解釋不同案件之間86.9%的賠償比例差異。在鑒定意見由司法鑒定機構出具的情況下，按照標準化系數的絕對值大小進行排列，對賠償比例認定產生了顯著影響的變量分別為：醫(yī)療損害參與度、患者傷殘等級、醫(yī)療損害參與度表述以及患者物質損失。與醫(yī)學會子樣本分析結果相比，司法鑒定機構子樣本中對賠償比例認定產生顯著影響的變量明顯更少。而且，司法鑒定機構子樣本分析結果中醫(yī)療損害參與度的標準系數為0.913，參與度的標準系數遠大于其他所有顯著性影響因素，且大于醫(yī)學會子樣本中醫(yī)療損害參與度的標準系數(0.828)，說明在適用司法鑒定意見的案件中，法官仍然主要依據鑒定意見對醫(yī)療損害侵權責任進行認定，且相比于依據醫(yī)學會鑒定意見認定賠償比例，依據司法鑒定意見認定賠償比例時醫(yī)療損害參與度對法官認定最終賠償比例的影響程度更高。司法鑒定機構子樣本分析結果中與醫(yī)學會子樣本中相同的患者傷殘等級及患者物質損失的標準系數絕對值均小于醫(yī)學會子樣本中的標準系數，說明這兩個因素依據司法鑒定意見認定賠償比例時對法官決策的影響程度低于依據醫(yī)學會鑒定意見認定賠償比例的情況。

三、基于統(tǒng)計分析結果的研討

(一)鑒定意見類型的選擇

我國醫(yī)學會鑒定與司法鑒定并存的“二元化”醫(yī)療損害鑒定體制存在已久，《侵權責任法》雖然對醫(yī)療損害侵權責任法律適用的“二元化”進行了統(tǒng)一，但對于醫(yī)療損害鑒定本身未進行明確，從而導致醫(yī)療損害鑒定的“二元化”體制持續(xù)存在。由于兩類鑒定在制度功能、鑒定主體、鑒定程序、鑒定內容及鑒定結論作出的方式等方面均存在差異，各自有著自身的優(yōu)點和不足，究竟應該以哪一類鑒定主體出具的鑒定意見作為醫(yī)療損害侵權責任認定的依據，實踐中還存在較大的爭議。

從本次抽樣統(tǒng)計分析結果來看，72%的案件使用司法鑒定意見作為醫(yī)療損害侵權責任認定的依據。其中東部地區(qū)適用司法鑒定意見的案件共708個，占本地區(qū)案件總數的55.9%；中部地區(qū)適用司法鑒定意見的案件共911個，占本地區(qū)案件總數的88.6%；西部地區(qū)適用司法鑒定意見的案件共458個，占本地區(qū)案件總數的77.9%(見表5)。通過以上數據可以發(fā)現，除東部地區(qū)外，適用司法鑒定意見的案件數量明顯高于適用醫(yī)學會鑒定意見的案件數量。導致東部地區(qū)適用醫(yī)學會鑒定意見較高的原因，可能在于東部地區(qū)的浙江、江蘇、北京及上海均在其地方性司法指導文件中對醫(yī)學會從事醫(yī)療損害鑒定進行了肯定。[1]

因此，基于以上分析可以認為，在醫(yī)學會從事醫(yī)療損害鑒定沒有明確得到規(guī)范性文件肯定的情況下，法官更多地采用了司法鑒定意見進行醫(yī)療損害侵權責任認定。但從總體分布來看，司法實踐中對于具體醫(yī)療損害鑒定類型的選擇還處于較為明顯的“二元化”狀態(tài)。且前文回歸分析結果已表明，適用不同類別鑒定意見時賠償比例認定影響因素存在差異?？蛇M一步認為，醫(yī)療損害鑒定類型選擇的“二元化”會導致法官在醫(yī)療損害賠償認定決策上的實質差異。

表5 鑒定主體與經濟地區(qū)交叉檢驗結果

皮爾遜卡方值=314.556 自由度=2 P<0.01

(二)鑒定意見的質證

受制于科學技術水平、知識經驗的可靠程度及鑒定人員自身的知識能力水平等因素，鑒定意見往往無法完全達到客觀真實。但由于司法鑒定本身具有主觀性，為盡量減少或避免鑒定人個人主觀因素對客觀事實認定的影響，有必要通過對鑒定意見進行質證來發(fā)現鑒定意見中可能存在的缺陷或瑕疵，從而確定鑒定意見的可靠性，并最終實現對鑒定意見證明力的評判。[2]通過雙方當事人對司法鑒定人當庭質詢，進一步明了鑒定所采用的技術及其規(guī)程、鑒定結論的形成過程與理論依據等等，以使法官和當事人對于鑒定意見的采信問題有更深刻的認識。然而在訴訟實踐中，司法鑒定人出庭率低、鑒定人出庭時針對鑒定意見的質證缺乏實質效果諸如此類的問題一直存在。

從本次研究的統(tǒng)計結果來看，鑒定人以出庭或書面形式對當事人或法官所提出異議作出答復的案件僅占案件總數的12%左右。再分別對兩種不同類型鑒定意見的案件進行進一步分析可以發(fā)現，醫(yī)學會鑒定人作出異議答復的案件為49個，占適用醫(yī)學會鑒定意見案件總數的6.1%，司法鑒定機構鑒定人作出異議答復的案件為301個，占適用司法鑒定機構鑒定意見案件的14.5%，且在適用不同類型鑒定意見的案件中，鑒定人作出異議答復的比例具有顯著性差異(P<0.01)?？梢哉J為，在醫(yī)療損害糾紛案件中，無論何種類型鑒定人做出異議答復的比例均較低，且醫(yī)學會鑒定人做出異議答復的比例明顯低于司法鑒定機構鑒定人。

進一步結合前文線性回歸分析結果，分別適用兩種類型鑒定意見的案件中，鑒定人針對當事人或法官所提出異議進行的答復均沒有對法官最終認定賠償比例產生顯著性影響。并且，在鑒定人未進行異議答復的案件中，重新鑒定的比率為17.8%；而在鑒定人進行了異議答復的案件中，重新鑒定的比率為17.1%，二者之間不存在顯著差異(P=0.407)，說明鑒定人的異議答復也沒有造成重新鑒定比率的顯著變化，也即鑒定人的異議答復未對鑒定意見審查產生實質影響(見表6)。

也就是說，截止到本研究所選取的樣本案件時，鑒定人參與鑒定意見質證的比例總體偏低；而且，無論適用哪一類鑒定機構的鑒定意見，鑒定人所做出的異議答復均未對法官認定賠償比例以及對于鑒定意見自身的審查產生顯著影響。

表6 鑒定程序與異議答復交叉檢驗結果

(三)醫(yī)療損害參與度表述差異對法官決策的影響

在我國醫(yī)療損害鑒定實踐中，對于醫(yī)療損害后果的參與度大小，主要是參照日本學者提出的“責任分割理論”或“比例性因果關系學說”來進行認定和劃分，對于最終的參與度大小的表述則可以是定性的也可以是定量的，且定性與定量表述之間存在分段對應關系，而基于相關理論衍生出來至少有三種主要的醫(yī)療損害參與度劃分方式。由于司法實踐中所認定的賠償比例為具體的百分比值，因而法官在適用鑒定意見的過程中不可避免地需要參考醫(yī)療損害參與度定性與定量形式的對應關系。而當鑒定意見使用定性方式表述醫(yī)療損害參與度時，可能會因為法官所參照的醫(yī)療損害參與度劃分方式不同，而導致最終根據對應定量參與度所認定的賠償比例存在差異。具體到醫(yī)療損害參與度與賠償比例認定的相互關系中，使用定量形式表述參與度時，鑒定意見對于賠償比例認定的影響程度理應高于使用定性形式表述的情形。

從本次回歸分析結果來看，醫(yī)療損害參與度表述方式的不同確實對法官認定賠償比例產生了顯著影響。而據表7所顯示，通過對兩種醫(yī)療損害參與度表述形式分別與賠償比例的相關性進行分析，可以進一步發(fā)現，以定量形式表述醫(yī)療損害參與度時，醫(yī)療損害參與度與賠償比例的相關性更強(見表7)。該相關性分析結果從實證檢驗的角度印證了醫(yī)療損害參與度劃分方式和表述形式對法官認定賠償比例的影響。特別值得注意的是，醫(yī)療損害參與度的定量表述方式主要存在于司法鑒定機構提供的鑒定意見中。其原因恐怕主要在于醫(yī)學會對鑒定意見表述有明確的規(guī)定，沒有要求用定量表述方式。而同類型鑒定機構之所以在醫(yī)療損害參與度表達方式方面存在差異，究其本質則可能在于醫(yī)療損害參與度劃分標準的非統(tǒng)一性。

表7 Pearson相關性分析結果

注：**在0.01級別(雙尾)，相關性顯著

(四)法官對醫(yī)療損害參與度鑒定意見的使用

對于多因一果的侵權，侵權法理論通常使用原因力來表述引起損害結果數個原因中的每一個原因對損害結果所具有的作用力，而在醫(yī)療損害責任中該作用力則表述為醫(yī)療損害參與度。[3]對于共同原因的侵權責任劃分，雖然理論界對于責任比例劃分應予考量因素的權重長期以來存在爭議，但各種主要觀點均不否認，在劃分責任比例時過錯程度與加害行為對損害結果所具有的原因力大小均應被法官所考慮。申言之，在確定醫(yī)療機構應承擔的責任比例時，除依據鑒定意見所認定的醫(yī)療損害參與度之外，法官至少還應對“兩造”的過錯程度進行考量。醫(yī)務人員在實施診療行為過程中應盡的注意義務為“與當時的醫(yī)療水平相應的診療義務”，該部分注意義務應是評判行為人是否存在過錯及其過錯程度的主要標準。且普遍觀點均認為對“醫(yī)療水平”的判斷應考慮醫(yī)療機構及其醫(yī)務人員所具有的級別、資質、所屬地區(qū)、醫(yī)療行為所屬的類別等客觀因素。在《侵權責任法》頒布后不久，部分地方性司法指導文件也對這一觀點也進行了確認。具體到本次實證分析中所選取的變量而言，“地區(qū)”、“醫(yī)療機構等級”及“醫(yī)療行為所屬科目”均與醫(yī)療水平的認定相關，但由于地區(qū)之間不僅存在醫(yī)療水平差異，還可能存在包括地方性司法指導文件在內可能影響法官決策的其他差異。因而，如果“地區(qū)”變量對賠償比例認定產生顯著影響，則須進一步確認該顯著影響是否是由醫(yī)療水平差異所造成的。

具體而言，前文醫(yī)學會子樣本線性回歸結果顯示，在所有對賠償比例認定產生了顯著性影響的個案因素中，與醫(yī)療水平相關的“地區(qū)”及“醫(yī)療行為所屬科目”均對賠償比例認定產生了顯著性影響。對于“地區(qū)”變量，由于我國目前醫(yī)療資源分布及醫(yī)療水平發(fā)展之間的差異主要表現為西部地區(qū)較為落后，但線性回歸結果顯示西部地區(qū)標準系數為正，且通過進一步比較各地區(qū)所對應的賠償比例均值發(fā)現，東部地區(qū)的賠償比例均值明顯低于西部地區(qū)，即醫(yī)療水平較高地區(qū)反而在同等條件下認定的賠償比例較低(參見圖1)。因而可以認為，“地區(qū)”變量對賠償比例認定所產生的顯著影響并非由醫(yī)療水平差異所導致。醫(yī)療行為所屬科目之間的差異主要表現在不同科室所涉及診療行為的醫(yī)療技術發(fā)展水平及醫(yī)療風險均存在差異，“醫(yī)療行為所屬科室”均對賠償比例認定產生顯著影響，則可以說明，法官在基于醫(yī)療損害參與度劃分責任比例的過程中，結合個案因素對醫(yī)療水平進行了考量。進而可以認為，法官在適用醫(yī)學會鑒定意見進行賠償比例認定時對與醫(yī)療水平判斷相關的個案因素進行了考慮，也即法官在對責任比例劃分時對醫(yī)療機構過錯程度進行了考量。但是，由于醫(yī)療損害參與度對賠償比例認定的影響遠大于醫(yī)療行為所屬科目，且本次選取的三個與“醫(yī)療水平”相關的變量中僅有一個對賠償比例認定產生了顯著影響，這說明，法官在進行責任比例劃分時主要考量的是鑒定意見所認定的醫(yī)療損害參與度大小，而對于過錯程度的考量則十分有限。

司法鑒定機構子樣本線性回歸結果顯示，除醫(yī)療損害參與度外，與醫(yī)療水平相關的變量均沒有對賠償比例的認定產生顯著性影響。尤其要指出的是，司法鑒定機構子樣本回歸模型的調整后決定系數R2高達0.869，也即本次分析所選取的變量已經能很好地解釋賠償比例認定的差異，遺漏其他對賠償比例認定產生顯著性影響因素的可能性非常小。由此，我們完全可以認為，在適用司法鑒定機構所出具鑒定意見的案件中，法官在劃分責任比例時實際上沒有對醫(yī)療機構的過錯程度進行考量。也即，在適用司法鑒定意見的案件中，法官基本上直接依據鑒定意見所認定的醫(yī)療損害參與度對責任比例進行了劃分。

還要指出的是，經過抽樣篩選后，本文最后進行分析的判決文書樣本中，采納醫(yī)學會鑒定意見的案件共804個，僅占總體樣本不足30%，剩余超過70%的均為采納司法鑒定意見進行賠償比例認定的案件。雖然回歸分析結果顯示，在適用醫(yī)學會鑒定意見的樣本案件中與過錯程度相關的因素對賠償比例認定產生了一定的影響，但由于適用司法鑒定意見的案件所占比重遠大于適用醫(yī)學會鑒定意見的案件，因而可以認為，在鑒定意見對醫(yī)療損害參與度進行認定的情況下，雖然從應然層面來講，法官應該進一步結合過錯程度進行責任比例劃分，但司法實踐中，法官則更傾向于直接依據醫(yī)療損害參與度來劃分責任比例，而對當事人過錯程度不予考量。

圖1 賠償比例與地區(qū)關系的折線圖

四、余論

(一)鑒定意見適用現狀之深層危害

結合前文對我國醫(yī)療損害責任認定中鑒定意見適用現狀的探討，法官在認定醫(yī)療損害責任時對鑒定意見的適用至少存在包括對鑒定意見缺乏有效質證、鑒定制度缺乏統(tǒng)一性以及直接依據醫(yī)療損害參與度來劃分責任比例等在內的顯著問題。由于實踐中對司法鑒定的依賴程度極高，鑒定意見適用中所存在的問題還會對醫(yī)療損害責任認定造成更深層次的負面影響。

1. 降低事實認定權威性

提升司法公信力是我國近年來推出的包括錯案責任終身制在內的司法體制改革所追求的主要目標之一?；谒痉ü帕Φ谋举|及其來源，事實認定權威所實現的司法確定力則是司法公信力的終極體現。[4]因而，確保裁判結果中事實認定的權威性，是提升我國司法公信力的關鍵因素之一。為實現提升司法公信力之目的，則需有效確保事實認定的權威性。而司法鑒定作為法官認定案件所涉及的專業(yè)性事實的主要手段之一，如果法官能在最大程度上確保鑒定意見的正確性并在此基礎上正確適用鑒定意見，則可以有效提高專業(yè)性事實認定的準確性，從而確保司法實踐中事實認定的權威性。

然而，一方面，如前文所述及，由于司法鑒定本身具備一定的主觀性，鑒定意見中對客觀事實的認定可能因受鑒定人主觀因素的影響而存在可以避免和糾正的錯誤。故此，法官在結合鑒定意見進行事實認定前，應通過對鑒定意見的質證來糾正排除潛在的錯誤。但根據本次實證研究結果，可以認為，庭審對于鑒定意見的質證并沒有達到其應有的效果，從而可能導致鑒定意見中所存在的錯誤對案件事實認定造成影響，并最終導致錯誤裁判的出現。申言之，實踐中對鑒定意見缺乏有效質證的現狀，可能導致事實認定權威性的降低。 另一方面，由于我國目前缺乏統(tǒng)一的醫(yī)療損害鑒定體制，司法鑒定實踐中的鑒定主體、鑒定內容以及鑒定意見的表述方式等都存在一定的多樣性。[5]因而，為確保對專業(yè)性事實認定的準確性，法官自身應對醫(yī)療損害鑒定形成準確統(tǒng)一的認識，盡可能地避免醫(yī)療損害鑒定所存在的多樣性對事實認定產生負面影響。但就本次實證分析結果來看，醫(yī)療損害參與度的表述差異對賠償比例認定所造成的顯著影響則說明法官并沒有真正排除鑒定體制多樣性的負面影響，從而無法確保依據鑒定意見所認定案件事實的確定性，也即法官將鑒定意見所認定本質上相同的參與度認定為不同，進而導致事實認定的權威性受到質疑。

綜上可知，目前我國醫(yī)療損害責任認定中鑒定意見適用所存在的對鑒定意見缺乏有效質證及鑒定制度缺乏統(tǒng)一性等兩個問題，會進一步導致事實認定的錯誤與不確定性，并最終導致裁判結果中事實認定權威性的降低。

2.削弱司法裁判權的價值評判功能

為提升個案當事人對審判結果的接受程度及公眾對司法的公信力，司法機關在規(guī)則和程序導向下對案件進行審判的同時，也要強調其審判結果所產生的社會效果。而通過司法實現社會效果，則須滿足包括符合價值追求在內的相關條件。[6]申言之，價值評判也是司法裁判權的主要功能之一。

如前文所論及，在最終認定侵權行為人所應承擔責任范圍之時，法官至少應還結合侵權行為人的過錯程度進行綜合考量。而對侵權行為人過錯程度的考量，則主要是出于價值評判之目的。[7]對醫(yī)療侵權責任的認定，基于我國目前醫(yī)療資源分布不均、醫(yī)療水平發(fā)展不一致的現狀，在確定醫(yī)療機構責任范圍時對其過錯程度的評判，尤其是對于“當時醫(yī)療水平”的判斷所蘊含的價值判斷則更加顯著，且對于實現案件正義更加重要。但本次實證研究的結果顯示，在確定醫(yī)療機構責任范圍時，法官基本未對醫(yī)療機構的過錯程度進行考量，從而導致醫(yī)療損害責任認定中所蘊含的價值判斷降低。同時，部分觀點也認為，責任范圍確定所依據的原因力并非單純的客觀判斷，而是將價值判斷涵括其中。[8]而基于司法鑒定的概念與屬性，鑒定意見僅進行客觀事實判斷，而價值判斷則需要通過法官行使其司法裁判權來實現。[2]質言之，在醫(yī)療損害責任認定過程中，在鑒定意見基于客觀評判認定醫(yī)療損害參與度的基礎上，法官還應該結合相關個案因素進一步實現價值判斷。但就本次實證研究結果而言，法官更多地是直接依據鑒定意見所認定的醫(yī)療損害參與度完成責任范圍認定，而較少地或者說幾乎沒有結合其他個案因素進行進一步的價值判斷。

綜上所述，目前我國醫(yī)療損害責任認定中鑒定意見適用中直接依據醫(yī)療損害參與度認定醫(yī)療損害責任的問題，則會減少法官在裁判過程中的價值判斷，從而導致司法裁判權的價值評判功能的削弱。

(二)鑒定意見適用危害之消解

我國醫(yī)療損害責任認定中鑒定意見適用現狀及其可能導致的深層問題，均會對實現提升司法公信力的司法體制改革目標造成阻礙。為消解這些問題，在全面推進依法治國的進程中，必須采取如下幾個切實有效的措施，通過提升醫(yī)療損害侵權責任認定中鑒定意見適用規(guī)范化水平，來實現對目前鑒定意見適用現狀所形成危害之消解。

1.提升審判人員專業(yè)性事實認定能力

本次實證研究結果表明，針對醫(yī)療損害侵權責任認定中的鑒定意見質證并沒有取得實質性效果。而其中的原因，除鑒定人實際參與質證的比例較少以外，還可能在于審判人員缺乏對專業(yè)性事實的認定能力，即便是當事人提出有針對性的質證意見且鑒定人予以答復，審判人員依然無法依據已有的質證意見對涉及專業(yè)性事實的爭議做出有效判斷。[9]同樣，審判人員選擇直接依據鑒定意見認定責任范圍，也可能是其自身專業(yè)性事實認定能力缺乏的不良后果之一。因此，在完善現有的專業(yè)性事實認定輔助機制的基礎上，還需要通過加強審判人員的專業(yè)性事實認定能力，來提升對訴訟過程中專業(yè)性事實的質證和認定的實質效果。具體來說，筆者極力贊同有的學者提出的，借鑒域外先進經驗，在涉及專業(yè)性事實認定的案件中引入技術法官的設想。

首先，引入技術法官符合司法體制改革的制度構建要求?，F行關于加強法官對案件中的專業(yè)性事實認定能力的輔助制度，主要包括司法鑒定制度、專家輔助人制度以及專家咨詢制度。近些年來，在知識產權案件審理中，為彌補上述輔助制度的不足還專門設立了技術調查官制度。[10]這些制度在實踐中也發(fā)揮了非常積極的作用，但這些制度本身都有著某種程度的缺陷，難以達到預想的制度效果，尤其是在案件所涉及事實的專業(yè)性相對較強的情況下，現有制度的缺陷就表現得更加明顯。從本質上看，無論是普遍使用的相關專業(yè)性事實認定輔助制度，還是在知識產權案件中專門設立的技術調查官制度，均是從審理人員外部提供關于技術性事實認定的參考意見，最終是否對該意見予以采納，以及如何基于該意見進行最終的裁決仍然需要由法官來決定。目前正在試點中的專家陪審員制度雖然在一定程度上符合從審判人員內部提升專業(yè)性事實認定能力的目的，但囿于我國目前的審判機制，陪審員僅存在于一審案件的審判中，且不包含適用簡易程序的情況，專家陪審員制度仍然無法全面滿足審判的需求。因而，要提升審判人員專業(yè)性事實認定能力，除外部輔助制度以外，更應該從審判人員內部出發(fā)構建相應提升制度，而技術法官制度則恰好滿足了這一制度的構建要求。

其次，在我國設立技術法官制度有著非常緊迫的現實需求。結合本次實證研究的樣本選取過程可知，在醫(yī)療損害糾紛案件審理過程中，超過80%的案件均須借助司法鑒定來實現對案件所涉及的專業(yè)性事實的認定。前文述及，在采納了鑒定意見的情況下，法官基本上直接依據醫(yī)療損害參與度對責任比例進行劃分?？梢哉J為，在醫(yī)療損害糾紛案件中，法官對于司法鑒定的依賴已經超過必要限度。并且，法官過于依賴司法鑒定的現象并非僅僅存在與醫(yī)療損害糾紛案件中。因此，目前我國司法實踐狀況表明，關于專業(yè)性事實認定的問題已經十分凸顯，急需對這些問題進行消減，以確保案件正義的實現。而基于前文制度分析，最有效的解決方案即通過設立技術法官制度提升審判人員的專業(yè)性事實認定能力。

最后，技術法官制度在域外已有成功的實踐。為了滿足專利糾紛案件審理的需求，以德國為典型的部分國家和地區(qū)，在專利案件審理中專門設立了技術法官制度，專利案件審判庭包括滿足技術要求的法官與滿足法律要求的法官兩類，其中滿足技術要求的法官即國內學者所稱的技術法官。技術法官不僅擁有相應技術領域的學位，還具備與相應訴訟類別相關的民事訴訟法律及程序方面的知識。德國的司法實踐經驗已經表明，技術法官制度最直觀的作用便是訴訟過程中對鑒定專家的需求量下降，說明法官通過自身所具有的知識背景來進行涉案專業(yè)性事實認定的能力得到了有效提升。[11]

我國技術法官制度的具體構建，則須在借鑒域外先進經驗的基礎上，結合我國司法體制的具體情況，對包括技術法官任職資格、職權范圍，合議庭組成與議事規(guī)則以及與相關輔助制度銜接等多面進行綜合考慮。

2.規(guī)范醫(yī)療損害鑒定制度

基于司法實踐所反映出來的問題，法學界長期以來對規(guī)范醫(yī)療損害鑒定制度進行了廣泛探討并提出諸多極具建設性的意見，其中大部分探討及建議均是關于鑒定主體與鑒定程序。盡管就現行醫(yī)療損害鑒定體制而言，鑒定主體與鑒定程序方面所存在的問題十分突出，但本次實證研究結果表明，醫(yī)療損害參與度劃分標準的缺乏對法官決策同樣造成了顯著的負面影響。因此，在筆者看來，很有必要制定統(tǒng)一的醫(yī)療損害鑒定技術標準，以進一步實現對我國的醫(yī)療損害鑒定制度的規(guī)范。與此同時，由于醫(yī)療損害鑒定體制“二元化”，不可避免地需要先解決“二元化”體制下妨礙統(tǒng)一醫(yī)療損害鑒定技術標準制定的問題。

目前這種醫(yī)療損害鑒定體制的“二元化”，客觀上導致了鑒定內容的 “二元化”，而這兩個層面的“二元化”則是構成阻礙制定統(tǒng)一醫(yī)療損害鑒定技術標準的主要因素之一。由于醫(yī)學會在接受人民法院或訴訟當事人委托進行醫(yī)療損害鑒定時依然秉持“醫(yī)療事故技術鑒定”的觀念，而醫(yī)療事故技術鑒定最初的目的是為醫(yī)療衛(wèi)生行政主管部門處理醫(yī)療事故提供依據，其內容的側重點在于是否構成醫(yī)療事故。司法鑒定則不同，其鑒定的內容主要是認定醫(yī)療機構是否存在過失及過失行為與損害結果的因果關系。因此，在統(tǒng)一技術標準之前，首先應對鑒定內容進行統(tǒng)一。具體而言，應將醫(yī)療損害鑒定的主要內容統(tǒng)一為醫(yī)療行為對患者最終損害事實的參與度(即醫(yī)療損害參與度)。這是因為：其一，醫(yī)學會鑒定的側重點在于認定是否構成醫(yī)療事故及醫(yī)療事故等級上，不符合醫(yī)療損害鑒定的目的需求，同時也與最高人民法院《關于審理醫(yī)療損害糾紛案件適用法律若干問題的解釋》規(guī)定的可委托鑒定事項不符。[12]因而，將鑒定內容統(tǒng)一為醫(yī)療損害參與度鑒定，則更能滿足現行法律規(guī)范關于委托醫(yī)療損害鑒定的要求。其二，本次實證分析結果表明，在地方性司法指導文件未對鑒定機構選擇進行明確的情況下，法官更傾向于適用司法鑒定意見進行醫(yī)療損害侵權責任認定。由于司法鑒定的主要內容則為醫(yī)療損害參與度認定，基于司法實踐中對司法鑒定選擇的傾向性，筆者認為，在進一步完善醫(yī)療損害鑒定理論與方法的基礎上將鑒定內容統(tǒng)一為醫(yī)療損害參與度鑒定，則更加符合司法實踐需求。

在鑒定內容得到統(tǒng)一的基礎上，接下來就是基于鑒定內容制定相應的技術標準。前文已經論及，醫(yī)療損害鑒定技術標準的制定則應圍繞醫(yī)療損害參與度的認定展開。從前文實證研究結果看，技術標準的制定則至少應當包含對醫(yī)療損害參與度劃分標準的統(tǒng)一。具體而言，應在充分論證醫(yī)療損害參與度鑒定理論與方法之合理性的基礎上，確定統(tǒng)一的劃分標準。由于我國目前存在三種主要的醫(yī)療損害參與度劃分方式，實踐中對于醫(yī)療損害參與度劃分方式的認可度已經形成了一定的趨勢。為使統(tǒng)一技術標準得以有效貫徹實施，有關機構在制定技術標準時,在充分論證現行醫(yī)療損害參與度鑒定理論與方法之合理性的基礎上，可選取目前司法實踐中認可度最高的醫(yī)療損害參與度劃分方式，并根據實際需求對該劃分方式進行完善。如現行醫(yī)療損害參與度鑒定理論與方法確實缺乏合理性，則應在制定新的理論與方法的基礎上再行確定參與度標準。另外，還要特別指出的是，如何在鑒定意見中對醫(yī)療損害參與度進行表述在實踐中同樣存在較大的爭議。因此，在技術標準中還應對鑒定意見如何表述醫(yī)療損害參與度進行詳細規(guī)定，以使當事人及法官對醫(yī)療損害參與度形成正確且清楚的認識，避免造成鑒定意見適用中的困惑。

注釋：

① 白建軍教授通過司法集體經驗進行闡釋論證了量刑預測的可能性，提出了法官集體經驗理論。這一理論在基于判決書的大樣本法學實證研究中具有十分重要的基礎性地位。參見白建軍.基于法官集體經驗的量刑預測研究[J].法學研究,2016,06；白建軍.大數據對法學研究的些許影響[J].中外法學,2015,01.

② 本文的主旨雖不在建立預測模型，但通過案件大樣本數據來歸納法官集體經驗對于規(guī)范審判而言毫無疑問具有十分積極的意義。

③ 醫(yī)療損害參與度，有的人表述為醫(yī)療過錯參與度、醫(yī)療參與度或者疾病參與度等，并且在大多數判決書中均被表述為醫(yī)療過錯參與度。前述稱謂均系對醫(yī)療行為所造成的損害后果對患者損害事實的介入程度的表述，我們認為使用醫(yī)療損害參與度較其他稱謂更能體現其本質，故本文統(tǒng)一適用醫(yī)療損害參與度進行表述。關于這一表述的情況，參見楊立新.醫(yī)療損害責任的因果關系證明及舉證責任[J].法學,2009,1.

④ 在醫(yī)療損害侵權責任認定中，主要存在與醫(yī)療損害參與度認定相關的鑒定意見和與患者所受損害認定相關的鑒定意見兩類，其中與患者所受損害認定相關的鑒定主要用于法官計算患者最終的損害金額。由于患者損害金額均按照既定標準進行計算，不存在自由裁量權行使的問題。因此本研究中僅對于與醫(yī)療損害參與度認定相關的鑒定意見之適用進行考慮，因此選用鑒定意見中表述的“醫(yī)療損害參與度”作為本研究的主要變量之一。

⑤ 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省(市)；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省；西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省(市、自治區(qū))。參見文姬.醉酒型危險駕駛罪量刑影響因素實證研究[J].法學研究,2016,01.

⑥ 醫(yī)療損害參與度的表述方式可以是定量形式，也可以是定性形式。我國現行的醫(yī)療損害參與度定性表述方式的所對應的定量劃分主要有三種：第一種為0-4%、5%15%、16%-44%、45%-55%、56%-95%、96%-100%；第二種為91%～100%、61%～90%、41%～60%、21%～40%、1%～20%、0；第三種為：100%、75%左右、45%-55%、25%左右、10%左右、0。因第二種劃分方法得到了廣東省高級人民法院、北京市司法鑒定協會等出臺的地方性文件的確認，因此本次分析進行損害參與度缺失值填充時以第二種方法為準，且由于三種方法的各區(qū)間中間值均相等或近似，為縮小誤差，本次分析中均使用醫(yī)療損害參與度中間值。另外，雖然醫(yī)學會基本依據醫(yī)療事故理念采用責任等級形式進行鑒定意見表述，但由于責任等級劃分同樣符合前述所選定的百分比劃分方式，且具體分析中將醫(yī)學會與鑒定機構進行區(qū)別分析，因此該差異不會對本文實證分析結果產生影響。參見劉鑫.醫(yī)療損害鑒定之因果關系研究[J].證據科學,2013,21(03):334-353；吳軍，夏文濤編.人身傷害司法鑒定操作指南[M].北京：中國檢察出版社.2006: 213-217；范利華等主編.損傷與疾病的法醫(yī)鑒定[M].北京：法律出版社.2000: 5-8；楊立新.《最高人民法院關于審理醫(yī)療損害責任糾紛案件適用法律若干問題的解釋》條文釋評[J].法律適用,2018,1；廣東省高級人民法院2011年11月17日頒布的《廣東省高級人民法院關于人民法院委托醫(yī)療損害鑒定若干問題的意見(試行)》;北京市司法鑒定協會2009年11月20日發(fā)布的《北京司法鑒定業(yè)協會關于辦理醫(yī)療過失司法鑒定案件的若干意見》。

⑦ 由于在法官認定醫(yī)療機構不承擔責任的情況下不再需要對患方的具體損失進行計算，因此在“賠償比例”值為0的情況下，“患者物質損失”存在缺失值。然而在鑒定意見對因果關系作出了認定的情況下，法官是否認定侵權責任成立也是不能忽視的。所以，本文采用同一地區(qū)相同患者年齡段及患者傷殘等級的患者物質損失中間值，對上述缺失值進行填充。

⑧ 根據全國人民代表大會常務委員會《關于司法鑒定管理問題的決定》(2005年2月)，在訴訟活動中鑒定人運用科學技術或者專門知識對訴訟涉及的專門性問題進行鑒別和判斷并提供鑒定意見的活動即為司法鑒定，涉及醫(yī)療損害的鑒定歸為法醫(yī)類鑒定。而《醫(yī)療事故處理條例》(2002年2月)第20條規(guī)定，醫(yī)療事故的技術鑒定由負責醫(yī)療事故技術鑒定工作的醫(yī)學會組織鑒定。為行文方便，本文將前者逕稱為司法鑒定，后者稱為醫(yī)學會鑒定，并將兩類主體分別稱為司法鑒定機構及醫(yī)學會。

⑨ 依據國家原衛(wèi)生與計劃生育委員會(2018年3月，第十三屆全國人民代表大會第一次會議批準了國務院機構改革方案，將國家衛(wèi)生和計劃生育委員會的職責整合，組建中華人民共和國國家衛(wèi)生健康委員會，不再保留國家衛(wèi)生和計劃生育委員會)《2017年1-6月全國醫(yī)療服務情況》，醫(yī)療衛(wèi)生機構劃分為醫(yī)院、基層醫(yī)療衛(wèi)生機構及其他機構三大類，其中醫(yī)院按等級劃分為三級醫(yī)院、二級醫(yī)院、一級醫(yī)院及未定級醫(yī)院，醫(yī)院經過評審，確定為三級，每一級再劃分為甲、乙、丙三等，其中三級醫(yī)院增設特等。由于本次所獲取的樣本中設涉及醫(yī)療機構中的醫(yī)院居多，且未定級醫(yī)院及其他機構較少，為滿足本次分析的要求，在設置變量中的具體類別是進行了一定的調整。參見國家原衛(wèi)生計生委統(tǒng)計信息中心.2017年1-6月全國醫(yī)療服務情況[EB/OL]. http://www.nhfpc.gov.cn/mohwsbwstjxxzx/s7967/201708/d3e339644e394863ac6511bea41c7456.shtml,2017-08-30..

⑩ 部分裁判文書中對患者年齡并沒有進行具體表述，因此需要根據裁判文書內容來確定患者年齡段。根據最高人民法院《關于審理人身損害賠償案件適用法律若干問題的解釋》之規(guī)定，傷殘賠償金及死亡賠償金的年齡計算標準分為60周歲以下、60至75周歲、75周歲以上三個年齡段。由于患者不滿60周歲的案件數量明顯多于其他兩個年齡階段患者的樣本數，因此，依據兒科年齡范圍，根據患者就診科室是否為兒科，進一步將60周歲以下年齡段劃分為14周歲以下和14至60周歲兩個年齡段。參見王衛(wèi)平主編.兒科學[M].北京：人民衛(wèi)生出版社.2013: 32.