Saltning - trafiksäkerhet : Beräkning av olycksrisk utifrån östgötaförsöket med osaltade vägar

V Tfnotat

Nummer: T 11 Datum: 1987-03-05

Titel: Saltning - Trafiksäkerhet

Beräkning av olycksrisk utifrån östgötaförsöket med osaltade vägar.

Författare: Gudrun Öberg

Avdelning: T Projektnummer: _72002-9

Projektnamn: _{Driftåtgärder. Utveckling av FoU-metoder m m.} Uppdragsgivare:

Distribution: fri / nyförvärv / begränsad /

(db Väg-och Trafi

Statens väg- och trafikinstitut

' Ing %!?!getm Ik. Pa: 58101 Linköping. Tel. 013-11 52 00. Telex 50125 VTISGI S Besök: Olaus Magnus väg 37. Linköping

SALTNING - TRAFIKSÄKERHET

Beräkning av olycksrisk utifrån östgötaförsöket med osaltade vägar

FÖRORD

För att kunna utnyttja ll vintrars olycksdata vid beräkningar av saltets effekt på trafiksäkerheten måste först kontrolleras att de aktuella vägarna inte förändrats (byggts om) under den tidsrymden. Arne Land, vägverket, har utfört detta arbete. Han och Rein Schandersson, VTI, har sedan tagit fram olycksdata för detta vägnät. Stig Danielsson, VTI, har föreslagit de statistiska metoder som används i delkapitel 2.1. Margot

Lundholm, VTI, har renskrivit manuskriptet.

Till ovanstående och övriga som bidragit till att beräkningarna kunnat göras riktas ett varmt tack.

N

N

N

N v-b. ) INNEHÅLLSFÖRTECKNING BAKGRUND

NYA BERÄKNINGAR AV OLYCKSRISKER - på grund av den fortsatta olycksutvecklingen - med utgångspunkt från väglagsfördelningen FORTSATT FOU

REFERENSER

l BAKGRUND

Under vintrarna 80/81, 81/82 och 82/83 genomfördes ett försök i

Östergötland där några större vägar var osaltade (1). Den första vintern

var två plana sträckor (Rv 32 och Lv 796) osaltade och de två andra

vintrarna var även två backiga vägar (Rv 34 och Rv 55) osaltade.

Förutom för de fyra provvägarna följdes olycksutfallet upp på nio större

vägar i Östergötland och på delar av Rv 34 och Rv 55 utanför länet. Dessa övriga vägars olycksutveckling utgjorde referensmaterial, med vilket olycksutvecklingen på provvägarna jämfördes. Perioden fr 0 m vintern 75/76 och fram till försöket startade får utgöra "före"-period. En vinter

definieras här som tiden fr 0 m november t o rn mars. Då man jämförde

olycksutfallet på prov- och referensvägarna under perioderna fann man att olyckorna på de plana provvägarna hade ökat med 27% under försöket och motsvarande siffra för de backiga sträckorna var 49%. Olycksök-ningen på de backiga vägarna var på 5% risknivå, större än noll, medan ingen signifikant olycksökning kunde konstateras för de plana vägarna.

Tog man även hänsyn till olycksutveckling sommartid fick de plana vägarna fortfarande en olycksökning med 27% medan olycksökningen på

de backiga ökades till 53%. Inga statistiska tester av de sistnämnda beräkningarna har gjorts. Det bör påpekas att olycksmaterialet är litet

och att det normalt är stora variationer i antal inträffade olyckor. Detta

innebär att det behövs mycket stora förändringar för att dessa skall bli _ signifikant skilda ifrån noll.

2 NYA BERÄKNINGAR AV OLYCKSRISKER

Behovet av fortsatta beräkningar har känts stort eftersom olika förbehåll gjordes för de först erhållna resultaten. Därför har dels olycksutveckling på provvägarna och referensvägarna följts upp även efter försöket dvs då provvägarna återigen saltas och dels har den skillnad i väglagsfördelning som erhölls mellan de osaltade provvägarna och de saltade kontrollvägar-na utnyttjats tillsammans med olycksrisken vid olika väglag.

Kontroll-vägarna är 4 stycken och är av samma standard som respektive provväg.

2.1 - på grund av den fortsatta olycksutvecklingen

I figur 1 redovisas antalet olyckor på provvägarna under en ll-årsperiod

dvs dels för de osaltade vintrarna, men även för både en före- och en

efterperiod då vägarna saltas.

,MVM oLÅckor/ninja* H3 -r

LN 79 é

?v 5a

41). X x O O ?Looma 0 X g - X. Ä

o

0

x

X Lt . X x Å X X x O X v K 0 r F I 1 F | r T l i 'D D \ T \ \ i \ T 1 1 T

32 '

Rv .ry

2'

x x

E 5

v 5

334 a 0 X ho _ X*

X

x x 0

o

16' W _{x 30.* ?hke. .} ta q _X 0 x x x 35 - x x x ' ' K K L: >< \ ( 1 1 I 1 r I I | | | 1 \ L l i l 1 I \ T I 7 |

?5,

m

_/2'2

25 /

_leg

15/

_»g

504/

_*cl

85/

b *3:e*

Figur 1. Antal Olyckor per vinter på provvägarna.

o försöksvintrar dvs vägarna saltas inte x övriga vintrar dvs vägarna saltas

Vid de tester som görs här utnyttjas oCkså ett referensvägnät och olycksutvecklingen på detta. Detta referensvägnät är inte exakt samma som i den tidigare undersökningen beroende på att endast vägavsnitt som varit oförändrade (ej ombyggda) under ll-ârsperioden utnyttjas.

Olycksmaterialet behandlas först på samma sätt som i referens 1 och därefter görs nya tester p g a av trender i materialet.

För att undersöka om någon förändring inträffat, t ex i trafikarbetet, undersöks olycksutvecklingen under somrarna på prov- och referensvägar-na. Ett XZ-test ger att olycksutvecklingen varit densamma (inte sta-tistiskt skild ifrån noll) på prov- och referensvägarna för före-, under-och efterperioderna. Detta gäller både för de plana och de backiga vägarna. Då ingen skillnad erhölls för sommarolyckorna görs Xz-test på enbart

vinterolyckorna.

Tabell 1. Antal olyckor på de plana provvägarna och på referensvägar-na.

Före Under Efter

75/76-79/80 80/81-82/83 83/84-85/86

Plana provvägar 52 42 27

Referensvägar 858 545 498

Testvariabeln för de plana vägarna under vintern blir 2.21. Då Xaojg) = 5.99 och Xåloü) = l4.61 innebär detta att det inte går att förkasta

hypotesen att olycksutfallet för prov- och referensvägarna fördelar sig

lika under de olika tidsperioderna, vare sig enkel- eller dubbelsidigt test görs med 5% risknivâ.

Tabell 2. Antal olyckor på de backiga provvägarna och på referens-vägarna.

Före Under Efter

75/76-80/81 81/82-82/83 83/84-85/86

Backiga provvägar 142 72 105

Referensvägar 1054 349 498

Testvariabeln blir här 13.2 och då xåmja) = 10.6 och xâo 1(2) ) = 9.21

har här erhållits en signifikant skillnad mellan prov- och referensvägar för de olika tidsperioderna. Risken att fatta ett felaktigt beslut är mindre än 0.5% vare sig man gör ett enkel- eller dubbelsidigt test.

Olycksförändring beräknas genom att olyckorna som inträffade under försöket jämförs med både olyckorna före och efter försöket. Dessutom tas hänsyn till olycksutveckligen på somrarna och på referensvägarna. Olycksökningen på de plana vägarna blir då 42% och på de backiga vägarna 33%.

I dessa tester tas inte hänsyn till trender och inte heller vid vilka väglag

olyckorna inträffat.

För att ta hänsyn till trender görs en regressionsanalys på olycksut-vecklingen för de plana och de backiga provvägarna och för referens-vägarna. Resultatet framgår av figurerna 2 och 3. På de plana vägarna har inte olycksutfallet förändrats med åren (låg korrelation). På de backiga vägarna ökar antalet olyckor med 1.49 per vinter vilket är drygt 5% ökning per vinter. Korrelationskoefficienten (r) är 0.83. Endast de vintrar då man saltat har utnyttjats vid beräkning av regressionslinjen.

wFth

;D

x.

Hawa Prov v ä. aw vx ak,

'He 0

O *O 0

Åk" 8= O-BÃX *9.55 r = 0.19 somwar

m 0 ._- 'T' "" t

,W52- -o.45x+ 20.?!

= -OcW

souH-"ad vmlrur

Å * 0 0 .19 _{X=1),,,)M gt sommmww}

H

0

och 1:1),_,5)3 (0,11§åv vLm-kqu

0 | K | | 1 I \ I I I_ 5% 3( . , u x_ Bmkxâå pmvvaöavmm *få 1:-* '3% L'L' / / i: +3635 Y: Snmymaç'

:i: 1.49x + (8298

Y: 0.83

multi v'wsier

eläi( X: l,.... 11 §34: 59%me

och x=4g...e,q,40,n +21 vain?

L

§ ä

_/

:

, .5Ä . "i,

'x 5:' ;4 Hur: L_{w x, ifs.: g}

*

3» å

n ;

a cm.me aüctwç/ ma

..

a å* F'

[ä

ä' om**'13* ?ååiwt- m / $ man

W K p »1 l 3 b 1 x \ x_ X x 0 ge 85 ;M

Figur 2. Olyckor på provvägarna. Regressionslinje inritad.

,3 Å* ?ND

W)

23) 420

M)

Figur 3.

L 9 Laclwv

lå

v

Ref: r e 24.5 vågar La...ch

.

i

/ 3= ?.2|X+180 38' (= 0,85

sommar

3: -o./'s><+ :743.52

»0.051 vimlar

där »(24 H

4:0., i I' 'i'

* att { Oagabwf i 5%'793-'á3h 63.:??U 1 t 3

O aváaui mäktigt' v wii-:W

Olyckor på referensvägarna. Regressionslinje inritad.

Sommartid har olycksökningen inte alls varit av samma omfattning och korrelationen är dessutom låg, vilket innebär att det är stor spridning. Referensvägarna har inte haft någon olycksökning vintertid medan de

däremot haft det sommartid. Olyckorna ökar i genomsnitt med 7 stycken

per sommar, vilket är drygt 3%. Korrelationskoefficienten är 0.89.

Dessa olika olycksutvecklingar på prov- och referensvägar, sommar- och

vintertid gör att det inte är speciellt meningsfullt att göra de XZ-tester som tidigare gjorts för de backiga provvägarna utan det är bättre att utifrån vanlig linjär regression prediktera det kritiska olyckstalet yför ett

givet to, viss osaltad vinter, enligt nedan

1 (t o? \

0

0.95

n g (ti_{)2

g

Med insatta värden blir detta

\

1 + - +

---n

(ti-5.67)2

y < 18.98 + 1.49 0 to + 1.89- 2.43\

där t0 är 7 resp 8 de två osaltade vintrarna

och ti är 1, ..., 6, 9, 10, 11 de 3 saltade vintrarna

n = 9

S = Spridningen kring regressionslinjen

Om det observerade olyckstalet är mindre än det predikterade, kritiska

värdet enligt ovan är det inget särskilt med observationen. .Skulle det

observerade talet däremot vara större än det kritiska värdet kan man dra

den slutsatsen att försöket varit trafiksäkerhetsmässigt äventyrligt. Beräkningarna ger följande resultat

År

7

8

Observerat olycksantal 31 41

Predikterat, kritiskt olyckstal 34.3 35 .9

Den andra osaltade vintern är således det observerade olycksantalet större än det predikterade kritiska värdet. Detta innebär att

olycksök-ningen den vintern är större än vad som kan förväntas av de slumpmässiga variationerna. Detta bör tolkas så att försöket med osaltad Vinterväg-hållning har lett till fler olyckor den vintern. Det finns dock ett förbehåll nämligen att på Rv 55, en av de backiga provvägarna, ökade barmarks? olyckorna mer än vad is/snöolyckorna gjorde trots att andelen is/snö

ökade.

För att beräkna olycksökningen under försöket beräknas det genomsnitt-liga antalet olyckor per osaltad vinter. Detta blir 36 för de backiga sträckorna. Detta jämförs sedan med regressionslinjens värde för denna tidsperiod. Den genomsnittliga olycksökningen blir drygt 19% och då har enbart tagits hänsyn till olyckor vintertid på de backiga provvägarna. Det

predikterade kritiska värdet för de båda vintrarna är 33.8. Detta innebär

att olycksökningen är signifikant skild ifrån noll. De plana provvägarnas olycksutfall visade inte på någon trend och inte heller referensvägarnas

olycksutfall vintertid. Därför används 'dessa material för att beräkna

olycksökningen på de plana vägarna. Olycksökningen blir då drygt 32%. Denna ökning är inte statistiskt skild ifrån noll såsom visats på sidan lt.

10

2.2 - med utgångspunkt från väglagsfördelningen

Det har ifrågasatts om trafikanterna anpassat sig till provsträckorna beroende på att försöket utfördes på ett så pass begränsat vägnät, 114 km, och under så pass få vintrar. Därför beräknas här skillnader i olycksrisk med utgångspunkt från väglagsfördelningen. Skillnaderna i väglag mellan saltad och osaltad väg har nämligen förefallit att vara ganska stabil sett över hela vintern för olika vägpar och för olika vintrar. Som utgångspunkt används väglagsfördelningarna för de plana prov- och

kontrollvägarna under de tre vintrar som försöket pågick (se figur 4)

,NTERN 30,81

.,, VINTERN 81/82

°/. V'NTERN 52/33

.

'°°

. . .

_{- N Y}

0000 .

100 ;0;..'*"' * °

än* . . .

q

sin w

\\\\\\

:\ \

; \\\

-1\Ä \\\\. \ 80 <& u 50 J] 3% l . _ ' d i RIMFROST - 60 ' 60' q _SNOMODD

--i

-

-

-

i

_{3 3 LÖS snö} 7 TUNN IS PACKAD snö, TJOCK :s

//

\

\ \ \\ \

§1.

\\

//A

\'\

\\§\

\\

s\

\

q/// / 20 Å %/ 2° { / 'V Ãç/y VÅT, FUKTIG BARMARK

/% /%

0 Å

///// //A

0

/A/ /

A/ /

á

96 Lv 636 Rv 32 Lv 206 Lv 796 Lv 636 Rv 32 Lv 206 Lv 796 Lv636 Rv 32 LV 206 TÅD SÅLTÅD OSÅLTÅD SÅLTÅD OSALTAD SALTAD OSALTAD SALTAD OSALTAD SALTAD' OSALTAD. SALTAD

11

I referens 2 har en omarbetning gjorts av data från 1973 års

dubbdäcks-undersökning för att bestämma olycksriskens variation med typen av

is/snöväglag. Det framgår där att jämfört med barmark är den genom-snittliga olyckskvoten ungefär

- 30-50 gånger högre vid lös snö, snömodd, slask - 8-12 gånger högre vid is, packad snö

-

10-15 gånger högre vid fläckvis is/snö.

Det påpekas i referensen att dessa relationer gäller för grupper av väglag

och att det mycket väl kan tänkas vara stora skillnader i olyckskvot inom

grupperna. Underlaget är gammalt och från en kort tidsperiod (2 månader i början av 1973) men bygger på ett stort antal försäkringsanmälda olyckor. Dessa är förhållandevis mer frekventa vid is/snöväglag än vad polisrapporterade olyckor är.

I väglagsfördelningarna ingår de fläckvisa väglagen under respektive is/snöväglag. Detta innebär att vid de fortsatta beräkningarna har de lösa skikten viktats med 40 medan de hårda is/snöskikten viktats med 10 och

barmark med 1.

Med hjälp av nämnda data beräknas den förhöjda genomsnittliga

olycks-risken per tidsenhet vid is/snö. Resultatet framgår av figur 5 och som synes är olycksrisken större på den saltade vägen då det råder is/snöväg-lag. Detta beror på att det är vanligare med de lösa skikten på de saltade

vägarna medan de hårda skikten är vanligare på de osaltade vägarna.

Observera att här tas ingen hänsyn till att det oftare'är is/snö på de osaltade än på de saltade vägarna.

12 Förhäjd oäebsñsk vid. fås/snö* F_- F..-a l 5. FC ( k jan/iv'

âai'i'ákd

:

N

\

_\\\

\\1

X

\

\

\

:5;

\\

\\

\\

\1

\\

\

\\

\\

\\

\7

\\

\\

\\

\\

\§l

\ \ \ 5 \ x ' ; L

Å

.2

I /3

anJcer i

vLVt-iefâ

varm-:r ;3

Figur 5. Förhöjd genomsnittlig olycksrisk per tidsenhet vid is/snö jämfört med barmark. Data från referens 1 och 2. Försäk-ringsanmälda olyckor.

För att beräkna den förhöjda olycksrisken under vintern tas hänsyn till hur vanligt det är med is/snöväglag men även att det under resten av vintern råder barmark. Av figur 6 framgår att olycksrisken under vintern är . ungefär densamma på de osaltade vägarna som på de saltade.

Fäst häd chi dns ris ie under *timma

N_ § I 0

For :Max L :A. 4%,_V

.f i ,, h i : 3 f

%

/12

//

:new-md,...

,4 "f, / ,if ,

(.44

/_

63?

/;

,__J

SCLH-otd

mr4:' s r 'r

r

2 4

Figur 6. Förhöjd olycksrisk under vintern jämfört med om det under

hela vintern varit barmark. Data frân referens 1 och 2.

13

I referens 3 finns nedanstående figur som visar att olyckskvoten på is/snöväglag ökar med minskande andel is/snöväglag. Uppgifterna är hämtade från olika regioner och olika perioder av vintern. Det är osäkert om sambandet illustrerar vad som händer då andelen is/snöväglag föränd-ras genom väghållarens åtgärder i en viss region och vid en viss tidpunkt.

Olyckskvot på is lsnövöglag H

4 "

\

_\ \ 3' \ \ \ \ \ 2 \ \ \ ... _ _ _. _. .-Iq andel ' ' r ' r _ is/snövdglog 10 20 30 40 50 (0,.)

Figur 7. Samband mellan olyckskvot på is/snöväglag och andel

14

Om man vid beräkning av den förhöjda olycksrisken under vintern tar

hänsyn till sambanden i figur 7, dvs att vikta olycksrisken vid is/snö

beroende på hur vanligt det varit, erhålles förhöjda olycksrisker enligt figur 8.

r-r

j-j

__

Z __T 77* På? Cum; 1.5;

z

osai-å-må

á

:SMÅ-må,

4

iL *ivrig/i l

år

Figur 8. Förhöjd olycksrisk under vintern jämfört med om det hela tiden varit barmark. Data från referens l, 2 och 3.

Försäk-ringsanmälda olyckor.

Figuren visar att den beräknade olycksrisken är högre på den saltade

I vägen än på den osaltade.

Motsvarande beräkningar kan göras med utgångspunkt från olyckskvoter från referens 4. Där har utnyttjats resultat från 1973 och 1977 års

väglagsundersökning för att erhålla trafikarbetets fördelning på olika

väglag. Det förutsätts att samma fördelning råder för vintern 1985/86

15

I tabellen nedan framgår olyckskvoten (olyckor/Mapkm) vid olika väglag i hela Sverige. torr barmark 0.6

våt/fuktig barmark

0.7

lös snö/snömodd

4.7

packad snö/tjock is

2.1

tunn is 3.3

Observera att här är tunn is ett eget väglag medan det i referens 2 fanns i

samma grupp som packad snö och tjock is. Den förhöjda genomsnittliga olycksrisken per tidsenhet vid is/snö framgår av figur 9 och som synes är

även här olycksrisken större på den saltade vägen då det råder is/snö. Skillnaden mellan saltad och osaltad väg är mindre i figur 9 än i figur 5. Detta beror mest på den olika indelningen av väglag i referens 2 och 4.

" Fårköjå olädcsriâk vid 'Le/snö

77 s

å

/

Förklaruxc

/

_á

_{o salvia.}

///

:/

/

%

saizåod

/

-

/

4

/

%:

/ø

:

4-

m

_

//r

vLMwevi

vinkerl Viamax 5

Figur 9

Förhöjd genomsnittlig olycksrisk per tidsenhet vid 15/snö

jämfört med barmark. Data från referens 1 och 4.

16

Av :figur 10 framgår att olycksrisken för hela vintern är ungefär densamma på de osaltade vägarna som på de saltade.

Féckêlcl däcksf'isaå under *JLWÅQG'VX

:agkmmg

?Tål ål. gig-l :itä

växlad

vatjcerâ

mva

i\

\\

\

Figur 10 Förhöjd olycksrisk under vintern jämfört med om det under hela vintern varit barmark. Data från referens 1 och 4. Polisrapporterade olyckor.

Om man även tar hänsyn till sambanden i figur 7 erhålles de olycksrisker

som visas i figur ll. Olycksrisken är nâgöt högre på de saltade vägarna.

För hä§4, OH dc. sri. Q4 un e v: xâlvxrlrer'v'k

/ __ | _- â M _ L-Vtág ' l . 5 i '\ Z ? i ' 05011015' /' l i i .. _{"i 11" 4}

?5

5 a 1

'kl/Ö

₄₄

?57:25

_:4/4

_.-

f .

_{* »i l}

'/

J'A-Figur 11 Förhöjd olycksrisk under vintern jämfört med om det hela

tiden varit barmark. Data från referens l, 3 och 4. Polis-rapporterade olyckor.

17

Det kan dock vara så att hela eller delar av resultatet i figur 7, finns med i de förhöjda olycksrisker som anges i referens 2 och 4. Det skulle

innebära att den beräknade förhöjda olycksrisken under vintern kanske

ligger någonstans mellan de resultat som redovisats i figur 6 och figur 8 och mellan figur 10 och ll.

18

3 FORTSATT FOU

Fortsatta studier behövs för att klarlägga saltets effekt på trafiksäker- ' heten. Förutsättningarna är nog bättre nu än tidigare för att kunna göra en sådan studie. Följande borgar för detta

- produktionsuppföljning i en tredjedel av Vägverkets arbetsområden - polisen delar i olycksrapporterna in is/snö i 3 olika väglag fr 0 m

850101.

Produktionsuppföljningen innebär att man talar om när, var och varför man utför en åtgärd (vinterväghållning). Det är oklart hur noggrant tiden anges. Var åtgärden utförs anges med ortsnamn och inte med referens-systemets beteckningar. Detta gör att en trafiksäkerhetsstudie som bl a utnyttjar dessa data bör inledas med en pilotstudie där ovanstående problem utreds. Visar pilotstudien att problemen är överkomliga till en rimlig kostnad bör en olycksstudie göras på hela det material som då är tillgängligt.

19

REFERENSER

l Försök med osaltade vägar

Huvudrapport

av Gudrun Öberg, Peter W Arnberg, Gunnar Carlsson, Gabriel Helmers, Kurt Jutengren och Per-Gunnar Land

VTI-rapport 282, 1985_.

2 Samband mellan trafikolyckor, väglag och vinterväghållningsât-gärder. En studie av olycksrisker vid olika is- och snöväglag baserad på försäkringsanmälningar.

av Rein Schandersson VTI-meddelande 496, 1986.

3 Effektkatalog

Service- och underhållsåtgärder

Vägverket, Serviceavdelningen Planering och Projektering, Publ 1986:22.

4 Olyckskvot vid olika väglag. Förslag till metoder dels för approximativ beräkning av olyckskvot dels för beskrivning av väglag.

av Staffan Möller VTI-notat Toa, 1986