Regressionseffekt : Några empiriska exempel på olyckor i vägkorsningar

r 240 - 1982

SN 0347-6030

Statens väg- och trafikinstitut (VTI) - 581 01 Linköping

National Road &Traffic Research Institute - S-581 01 Linköping - Sweden

Regressionseffekt

Några empiriska exempel baserade på olyckor

i vägkorsningar

INNEHÅLLSFÖRTECKNING

Sid

REFERAT I

ABSTRACT II

INLEDNING 1

EXEMPEL PÅ REGRESSIONSEFFEKT FÖR OLYCKOR

I OFÖRÄNDRADE VÄGKORSNINGAR 2

HUR SKALL MAN KORRIGERA FÖR REGRESSIONSEFFEKTEN

VID ICKE-EXPERIMENTELLA FÖRE-EFTER-STUDIER? ll

REFERENSER 15

Regressionseffekt

Några empiriska exempel baserade på olyckor i vägkorsningar av Ulf Brüde och Jörgen Larsson

Statens väg- och trafikinstitut 581 01 LINKÖPING

REFERAT

Ett slumpmässigt stort antal olyckor under enföreperiod åtföljs normalt av ett minskat antal olyckor under en likvärdig efterperiod även om inga

åtgärder vidtagits. Detta statistiska fenomen kallas regressionseffekt

(återvändande till medelvärdet).

Med hänsyn taget till trafikarbetet utgör korsningar särskilt olycksbelas-tade punkter i vägnätet trots att det genomsnittliga antalet olyckor per korsning är litet. Det senare medför att regressionseffekt kan förväntas även vid mycket måttliga olycksutfall.

I rapporten återgivna exempel grundar sig på olyckor i oförändrade landsbygdskorsningar på det statliga huvudvägnätet. Åren 1972-1975 har betraktats som föreperiod och åren 1976-1978 som efterperiod.

Exemplen visar att för polisrapporterade olyckor är det vanligt att regressionseffekten (olycksminskningen) är ca 30-40 96. För

personskade-olyckor är regressionseffekten ofta ca 50-60 96. För korsningar med

signifikant stort antal olyckor (med beaktande av trafikens storlek) under föreperioden är regressionseffekten vanligtvis ännu större.

Projektet har bekostats av statens vägverk.

II

The "regression-to-mean" effect

Some empirical examples concerning accidents at road junctions by Ulf Brüde and Jörgen Larsson

National Swedish Road and Traffic Research Institute

5-581 01 Linköping

Sweden

ABSTRACT

A randomly large number of accidents during a "before-period" is normal-1y followed by a reduced number of accidents during a corresponding "after-period" even if no countermeasures have been implemented. This statistical phenomenon is termed the "regression-to-mean" effect (or shorter the regression effect).

Road junctions constitute points in the road network with particularly high accident rates although the average number of accidents per junction is low. The latter means that the regression effect can be expected to appear even in very modest accident numbers.

The examples described in this report are based on accidents at unaltered rural junctions in the national major road network. The years 1972-1975 have been regarded as the before-period and 1976-1978 as the after-period.

The examples show that the regression effect (accident reduction) in

accidents reported to the police often can be about 30-40 96. For

accidents involving personal-injury the regression effect is often about 50-60 96. In the case of junctions with a significantly large number of accidents (in relation to the amount of traffic) during the before-period the regression effect is usually even greater.

,The project was financed by the National Road Administration.

INLEDNING

Ett slumpmässigt stort antal olyckor under en föreperiod åtföljs normalt av ett minskat antal olyckor under en likvärdig efterperiod även om inga åtgärder vidtagits (och ett slumpmässigt litet antal olyckor åtföljs

nor-malt av ett ökat antal olyckor). Detta statistiska fenomen kallas

regressionseffekt *.

I en tidigare artikel (1) finns exempel som visar

0 att regressionseffekten kan vara mycket stor

0 att regressionseffekten på ett helt avgörande sätt kan påverka

resultaten vid före-efter-stUdier

Syftet med denna rapport är att mera utförligt ge exempel på

regressions-effekter.

Projektet har bekostats av statens vägverk.

* Regression = återvändande till medelvärdet. Det engelska uttrycket

är "regression-to-mean" eller "bias-by-selection".

EXEMPEL PÅ REGRESSIONSEFFEKT FÖR OLYCKOR I OFÖRÃNDRADE VÄGKORSNINGAR

Kommentarer till tabellerna 1-5:

Tabellerna grundar sig på 2 637 landsbygdskorsningar* på

huvudväg-nätet, vilka varit oförändrade 1972-1978.**

4-årsperioden 1972-1975 har betraktats som föreperiod och 3-årspe-rioden 1976-1978 som efterperiod.

Tabellerna 1, 2 och 5 avser polisrapporterade olyckor, såväl person-skadeolyckor som egendomsperson-skadeolyckor.

Tabellerna 3 och ll avser endast personskadeolyckor.

Den årliga trafikens storlek var i genomsnitt ca 13,6 96 större under perioden 1976-1978 än under perioden 1972-1975.

antalet polisrapporterade olyckor var i genomsnitt ca 15,5 96 större under åren 1976-1978 än under åren 1972-1975 (tabell 1***). Och det årliga antalet personskadeolyckor var i genomsnitt ca 16 % större under åren 1976-1978 än under åren 1972-1975 (tabell 3****).

Men det årliga

I gjorda beräkningar har, för att få jämförbarhet mellan antalet

olyckor 1972-1975 respektive 1976-1978, antalet olyckor 1972-1975

multiplicerats med ₄ 1,136.

*9(-*in*

*ams* 704/

VI'I

Hastighetsgräns >, 70 km/h på varje statlig anslutande väg, rak primärväg, stopplikt, ej gång- eller cykelbana och ej trafiksignaler. Enligt uppgifter från korsningsinventeringen 1977/1978, uppdatera-de t o m 1978-12-31.

1896 /Äå_?_°2= 1,155

:1,160

809' 3 4 RAPPORT 240

Det genomsnittliga antalet polisrapporterade olyckor per korsning och år för perioden 1972-1975 var 0,21 (tabell 1*). Detta innebär att korsningar med 1 polisrapporterad olycka under nämnda 4-års-period hade större olycksutfall än genomsnittligt.

Det genomsnittliga antalet personskadeolyckor per korsning och år under perioden 1972-1975 var 0,08 (tabell 3**).

således att korsningar med 1 personskadeolycka under nämnda

Detta innebär

4-årsperiod hade ca 3 gånger större olycksutfall än genomsnittligt. Enligt tabell 1 inträffade det t ex 4 polisrapporterade olyckor per korsning i 53 korsningar (sammanlagt 212 olyckor) under perioden

1972-75.

polisrapporterade olyckor under perioden 1976-1978. Olycksminsk-I samma korsningar inträffade det sammanlagt 103 ningen från före- till efterperioden (den skattade regressionseffek-ten) var således

0403/2126 ,-136

)-m0%=43%

För polisrapporterade olyckor (tabell 1) är den skattade reg: ressionseffekten i genomsnitt drygt 35 % förutsatt att det inträffat

minst 2 olyckor under föreperioden. I det fall det inträffat 1

polisrapporterad olycka under perioden 1972-1975 är den skattade regressionseffekten i genomsnitt ca 10 96 (tabell 1).

För personskadeolyckor (tabell 3) är den skattade regressionseffek-ten i genomsnitt drygt 55 96 förutsatt att det inträffat minst 2 personskadeolyckor under föreperioden. Det är noterbart att den skattade regressionseffekten i genomsnitt är ca 50 96 även i det fall då det inträffat endast 1 personskadeolycka under åren

1972- 1975 (tabell 3). *ål-2189 2637- 4 809 2637- 4 = 0,21 = 0,08 VTI RAPPORT 240

Att regressionseffekten blir större för personskadeolyckor än för samtliga polisrapporterade Olyckor är teoretiskt väntat, eftersom personskadeolyckorna ligger på lägre numerisk nivå och därmed har relativt större spridning i förhållande till medelvärdet (under antagande om att olyckorna är Poissonfördelade).

I tabellerna 1 och 3 skall man också observera att de korsningar som hade 0 olyckor under föreperioden svarar för en mycket stor andel (ca en tredjedel respektive hälften) av totala antalet olyckor under efterperioden. Här är det alltså fråga om regressionseffekt från "andra hållet" d v 5 olycksökning.

Om man enbart studerar de korsningar som enligt VTIs modeller* (2) hade signifikant fler polisrapporterade olyckor än förväntat (risknivå 2,5 96) under föreperioden så ökar den skattade reg-ressionseffekten till i genomsnitt ca 6596 (tabell 5). För person-skadeolyckor kan man i motsvarande fall grovt finna att den skattade regressionseffekten ökar till i genomsnitt ca 75 96.

Man måste observera att här återgivna exempel gäller fallet med en föreperiod omfattande 4 år. Om man hade valt en kortare föreperiod hade de skattade regressionseffekterna blivit ännu stör-re.

I tabell 5 kan man, för korsningar med signifikant fler polisrappor-terade olyckor än förväntat under perioden 1972-1975, jämföra det faktiskt observerade antalet olyckor under dels åren 1972-1975 dels åren 1976-1978 med det predikterade (förväntade) antalet olyckor enligt VTIs modeller. Det framgår att även under efter-perioden (dvs sedan antalet olyckor har regresserat mot sina sanna medelvärden) så är det observerade antalet olyckor i

genom-Modellerna beaktar typ (3- eller 4-vägskorsning), antal inkomman-de fordon (egentligen axelpar) från primär- och sekundärväg och andel sekundärvägstrafik.

snitt betydligt större än predikterat. Det hade därför inte varit något felaktigt beslut, genomsnittligt sett, att utifrån de signifi-kant stora olycksutfall som observerades under åren 1972-1975 försöka åtgärda dessa korsningar. Det skulle dock i så fall ha varit omöjligt att korrekt kunna skatta de enskilda åtgärdernas even-tuellt olycksreducerande effekt.

Om man för ett definierat vägnät väljer ut de korsningar som under

en föreperiod haft >,k olyckor så kan man, om inga åtgärder

vidtages, för en likvärdig efterperiod förvänta sig att antalet olyckor i dessa korsningar blir lika med summan av antalet olyckor i de korsningar som under föreperioden hade >,(k+l) olyckor. Denna enkla och geniala metod har presenterats av Hauer (3, 4).

Som synes överensstämmer det observerade antalet olyckor 1976-1978 mycket bra med det antal som kan förväntas enligt Hauers metod* (tabellerna 2 och 4).

Vid beräkning av det enligt Hauers metod förväntade antalet olyckor har korrigerats med den multiplikativa faktorn å - 1,136.

VI'I RAPPORT 240 Ta be ll 1. a b Ko rs ni ng ar Pr ed . an ta l Ob s. an ta l so m un de r ol yc ko r ol yc ko r 19 72 -1 97 5 19 72 -1 97 5 19 72 -1 97 5 ha de en ligt mo de ll c Ob s. an ta l ol ck or 19 72 -197 5 jus te ra t1 för at t va ra jäm för ba rt m e d ob s. an ta l ol yc ko r 19 76 -197 8 d e Pr ed . an ta l Ob s. an ta l ol yc ko r 19 76 -ol yc ko r 19 78 en li t 19 76 -1 97 8 mo de ll Po li sr ap po rt er ade ol yc ko r. La nd sb yg ds ko rs ni ng ar på huvud väg nät et vi lk a va ri t of ör än dr ad e 19 72 -197 8. '-HtUIU 8 Sk at tn in g av re gr es si on s-ef fe kt en .C OJI'U Z 7 ol yc ko r 76 ,1 23 2 (2 6 ko rs ni ng ar ) 6 ol yc ko r 44,8 10 2 (1 7 ko rs ni ng ar ) 5 ol yc ko r 93 ,4 19 5 (3 9 ko rs ni ng ar ) 4 ol yc ko r 97 , 5 21 2 (5 3 ko rs ni ng ar ) 3o lyc ko r 15 9, 1 30 3 (1 01 ko rs ni ng ar ) 2 ol yc ko r 301, 0 48 8 (2 44 ko rs ni ng ar ) 1o lyc ka 56 7, 4 65 7 (6 57 ko rs ni ng ar ) O ol yc ko r 76 1, 2 0 (1 50 0 ko rs ni ng ar ) 19 7, 7 86 ,9 16 6, 1 18 0, 6 25 8, 2 41 5, 8 55 9,8 64 ,8 14 2 38 ,2 52 79 ,6 10 5 83 ,1 10 3 13 5, 6 18 1 25 6, 5 25 3 48 3, 4 50 9 64 8, 5 55 1 0, 72 0, 60 0, 63 0, 57 0, 70 0, 61 0, 91 28 % 40% 3796 43% 3096 39% 99 6 1, 32 1, 24 1, 33 0, 99 1, 05 0, 85 To ta lt 21 00 ,5 21 89 (2 63 7 ko rs ni ng ar ) 3 1) Mul ti pl ic er at m e d -1, 13 6 (i ge no ms ni tt 13,6 96 me r tr af ik pe r år un de r pe ri od en 19 76 -1 97 8 än un de r pe ri od en 19 72 -1 97 5) 4 18 65 ,1 2) Pr ed. an ta l ol yc ko r 19 72 -1 97 5 en li gt mo de ll mul ti pl ic er at m e d å -1, 13 6 4 17 89 ,6 18 96 1, 02

VTI RAPPORT 240 Ta be ll 2. Po li sr ap po rt er ad e ol yc ko r. La nd sb yg ds ko rs ni ng ar på huvud väg nät et vi lk a va ri t of ör än dr ad e 19 72 -1 97 8. a b c e f Ko rs ni ng ar so m un de r Ob s. an ta l Ob s. an ta l ol ck or 19 72 -1 97 5 Ob s. an ta l Sk at tn in g av För vän ta t an ta l 19 72 -1 97 5 ha de ol yc ko r jus te ra tl för at t va ra ol yc ko r re gr es si on s-ol yc ko r 19 76 -19 72 -1 97 5 jäm för ba rt me d ob s. an ta l 19 76-1 97 8 ef fe kt en 19 78 en li gt ol yc ko r 19 76 -1 97 8 "H aue rs me to d" "C ULQ /\\ 7 ol yc ko r (2 6 ko rs ni ng ar ) 23 2 19 7, 7 14 2 0, 72 28 96 10 8, 2 A\ 6 ol yc ko r (4 3 ko rs ni ng ar ) 33 4 28 4, 6 19 4 0, 68 3 2 % 19 7, 7

5

ol

yc

ko

r

(8

2

ko

rs

ni

ng

ar

)

52

9

45

0,

7

'

29

9

_

0,

66

34

%

28

4,

6

A\ A\ 4 ol yc ko r (1 35 ko rs ni ng ar ) 74 1 63 1 ,3 40 2 0 ,6 4 36 96 45 0, 7 A\ 3 ol yc ko r (2 36 ko rs ni ng ar ) 10 44 88 9, 5 58 3 0, 66 34 % 63 1, 3 A\ 2 ol yc ko r (4 80 ko rs ni ng ar ) 15 32 13 05 ,3 83 6 0, 64 36 % 88 9, 5 A\ 1 ol yc ka (1 13 7 kors ni ng ar ) 21 89 18 65 ,0 13 45 0, 72 28 % 13 05 ,3 A\ 0 ol yc ko r (2 63 7 ko rs ni ng ar ) 21 89 18 65 ,0 18 96 -18 65 ,0 ) Mul ip lice ra t m e d å -1, 13 6 (i ge no ms ni tt 13 ,6 % me r tr af ik pe r år un de r pe ri od en 1976 -1 97 8 än un de r pe ri od en 19 72 -1 97 5) -4

VI'I RAPPORT 240 Ta be ll 3. Pe rs on sk ad eo lyc ko r. La nd sb yg ds ko rs ning ar på huvud väg nät et vi lk a va ri t of ör än dr ade 19 72 -1 97 8. a Ko rs ni ng ar so m un de r Ob s. an ta l 19 72 -1 97 5 ha de ol yc ko r 19 72 -1 97 5 b Ob s. an ta l 01 ck or 19 72 -1 975 jus te ra t: 1 för at t va ra jäm för ba rt me d ob s. an ta l ol yc ko r 19 76 -197 8 c Ob s. an ta l ol yc ko r 19 76 -1 97 8 '0 ULQ e Sk at ta d re gr es si on s-ef fe kt z 4 ol yc ko r (14 ko rs ni ng ar ) 58 3 ol yc ko r (2 4ko rs ni ng ar ) 72

2

ol

ka

or

(1

19

ko

rs

ni

ng

ar

)

23

8

1o lyc ka (4 41 ko rs ni ng ar ) 44 1 0 ol yc ko r (2 03 9ko rs ni ng ar ) 0

49

,4

61

,3

₂₀

2,

8

₃₇5,7

21

32

84

₁₈

4

₃₈3 0, 43 0, 52 0, 41 0, 49 57% 4896 59% 5196 To ta lt (2 637 ko rs ni ng ar ) 80 9 3 68 9, 3 70 4 1, 02 1) Mul ti pl ic er at m e d 2; ' 1, 13 6 (i ge no ms ni tt 13 ,6 96me r tr af ik pe r år un de r pe ri od en 19 76 -1 97 8 än un de r pe ri od en 19 72-1 97 5)

VTI RAPPORT 240 Ta be ll 4. Ko rs ni ng ar so m un de r 19 72 -1 97 5 ha de a Ob s. an ta l ol yc ko r 19 72 -1 97 5 Pers on sk ad eo lyc ko r. La nd sb yg ds ko rs ni ng ar på huvud väg nät et vi lk a b Ob s. an ta l ol ck or 19 72 -1 975 jus te ra tl för at t va ra jäm för ba rt me d ob s. an ta l ol yc ko r 19 76 -1 97 8 va ri t of ör än dr ad e 19 72 -1 97 8. c Ob s. an ta l ol yc ko r 19 76 -19 78 'D ULCJ e Sk at tn in g av re gr es si on s-ef fekt en f För vän ta t an ta l ol ycko r 19 76 -19 78 en li gt "H aue rs me to d" z 4 olyc ko r (1 4 ko rs ni ng ar ) 58 a 3 ol yc ko r (3 8 ko rs ni ng ar) 13 0 a 2 olyc ko r (1 57 ko rs ni ng ar ) 36 8 >, 1 olyc ka (5 98 ko rs ni ng ar ) 809 >,0 ol yc ko r (2 63 7 ko rs ni ng ar) 80 9 l) Mul ti pl ic er at med 3 4

49

,4

11

0,

8

31

3,

5

68

9,

3

68 9, 3 21 53 ₁₃7 ₃₂1 ₇₀4

0,

43

0,

48

0,

44

0, 47 57 % 52 % 56 % 53 96

49

,4

11

0,

8

31

3,

5

68 9, 3 1, 136 (i ge no ms ni tt 13 ,6 % me r tr af ik pe r år un de r peri od en 19 76 -1 97 8 än un de r pe ri od en 19 72 -1 97 5)

VI'I RAPPORT 240 Ta be ll 5. Po li sr ap po rt er ad e ol ycko r. La nd sb yg ds ko rs ni ng ar på huvud väg nät et vi lk a va ri to för än dr ad e 19 72 -1 978 oc h so m en li gt VT Is mo de ll er ha de si gn if ik an t (r is knivå 2, 5% ) fl er ol yc ko r än för vän ta t 19 72 -1 97 5. a b c d e Ko rs ni ng ar Pr ed . an ta l Ob s. an ta l Ob s. an ta l ol ck or 19 72 -197 5 Pr ed . an ta l Ob s. an ta l Sk at tn in g av som un de r ol yc ko r ol yc ko r jus te ra tl för at t va ra ol ycko r 19 76 -ol yc ko r re gres si on s-19 72 -1 97 5 19 72 -1 975 19 72 -1 97 5 jäm för ba rt m e d obs. an ta l 19 78 en li t 19 76 -1 97 8 ef fe kt en ha de en ligt mo de ll ol yc ko r19 76 -1 97 8 mo de ll ?? 8 .C OJITJ so--o GJIU ?7 ol yc ko r 52,2 18 9 16 1, 0 44 ,5 10 4 0, 65 35 % 2, 34 (2 1 ko rs ni ng ar ) 6o lyc ko r 13,4 48 40 ,9 11 ,4 19 0, 46 54 % 1, 67 (8 ko rs ni ng ar 5 ol yc ko r 25 ,6 85 72 ,4 21 ,8 31 0, 43 57 % 1, 42 (1 7 ko rs ni ng ar )

4o

lyc

ko

r

28

,7

10

4

88

,6

24

,5

25

0,

28

72

%

1,

02

(2 6 ko rs ni ng ar ) 3 ol yc ko r 23 ,9 10 5 89 ,5 20 ,4 1 25 0, 28 72 % 1, 23 (3 5 ko rs ni ng ar 2 ol yc ko r 15 ,7 80 68 ,2 13 ,4 23 0, 34 66 % 1, 72 (4 0ko rs ni ng ar ) l o l k a a 4, 6 31 26 ,4 3,9 5 0, 19 8 1 % 1, 28 (3 1 ko rs ni ng ar ) 10 To ta lt 16 4, 1 64 2 54 7, 0 13 9, 8 23 2 0, 42 58 % 1, 66 (1 78 ko rs ni ng ar ) l) MU lt ip li ce ra t me d 23; °1, 13 6 (i ge no ms ni tt 13 ,6 96 me r traf ik pe r år un de r pe ri od en 19 76 -197 8 än un de r pe ri od en 19 72 -1 97 5) 2) Pr ed ik te ra t anta l ol yc ko r 19 72 -1 97 5 en li gt mo de ll mul tipl ic er at me d å ° 1, 13 6 4

11

HUR SKALL MAN KORRIGERA FÖR REGRESSIONSEFFEKTEN VID ICKE-EXPERIMENTELLA FÖRE-EFTER-STUDIER?

Utifrån de resultat som redovisats i kapitel 2 erhålls kunskap om hur stor regressionseffekten kan vara i genäomsnitt för vägkorsningar på det svenska huvudvägnätet vid olika olycksutfall under en föreperiod omfat-tande fyra år. Hauers metod ger mera allmänt möjlighet att för grupper av utvalda objekt skatta den genomsnittliga regressionseffekten.

Från praktisk synpunkt är det framför allt önskvärt att kunna skatta regressionseffekten för individuella eller små grupper av undersökningsob-jekt (t ex korsningar).

För de redan behandlade 2 637 oförändrade korsningarna har det i en senare bearbetning visat sig att det kan vara lämpligt

o att låta föreperioden omfatta 5 år

0 och att stryka ett visst antal av de "största olycksåren" (det/de år

som haft störst antal olyckor) och att i stället tilldela dessa år det genomsnittliga antalet olyckor per år för de övriga åren

Genom ett sådant förfarande synes det möjligt att på ett grovt men ändock individuellt sätt kunna korrigera för regressionseffekten.

Nedan framgår, att för korsningar som enligt VTIs modeller hade signifi-kant fler polisrapporterade olyckor än förväntat (risknivå 2,5 96) under åren 1972-1976 och samtidigt minst 5 polisrapporterade olyckor under nämnda period, så skulle man i genomsnitt behöva stryka de 2 "största olycksåren" under före-perioden för att få ungefär samma antal olyckor per korsning och år som för efterperioden l977-1978*.

* Hänsyn har tagits till att den årliga trafikens storlek i genomsnitt

var ca 12,6 % större under perioden 1977-1978 än under perioden 1972-1976.

12

1972- 1976 hade signifikant fler polisrapporterade olyckor än förväntat men färre än 5 För de korsningar som enligt VTIs modeller under

polisrapporterade olyckor synes det ligga närmare till hands att stryka endast det "största olycksåret".

Korsningar (oförändrade 1972-1978) med signifikant fler polisrapportera-de olyckor än förväntat unpolisrapportera-der åren 1972-1976:

a b c d

Korsningar 1972-76, 1972-76 1972-76 1977-78,

som antal exkl det exkl de 2 antal

1972-76 olyckor per "största "största olyckor per

hade korsning och olycksåret", olycksâren", korsning och

år * antal antal år

olyckor per olyckor per

korsning och korsning och

är* år* >, 10 olyckor 3,15 2,51 1,94 1,88

(12 korsningar)

9olyckor 2,03 1,58 1,35 1,10

(5 korsningar)

8 olyckor 1, 80 1, 44 1, 08 1, 00

(8 korsningar)

7 olyckor 1,58 1,09 0,70 1,07

(7 korsningar)

6 olyckor 1,35 0, 92 0, 68 0,64 (11 korsningar) 5olyckor 1,13 0,74 0,57 0,39

(19 korsningar)

4 olyckor 0,90 0, 50 0, 27 0, 56

(26 korsningar)

301yckor 0,68 0,35 0,13 0,26 (29 korsningar) Zolyckor 0,45 0,23 0,00 0,19 (37 korsningar) 1 olycka 0,23 0,00 0,00 0,03

(18 korsningar)

*- _{Har multiplicerats med 1,126 eftersom den årliga trafikens storlek i}

genom-snitt var 12,6 96 större under åren 1977-1978 än under åren 1972-1976 VTI RAPPORT 240

13

För de korsningar som enligt VTIs modeller under perioden 1972-1976 hade fler polisrapporterade olyckor än förväntat, dock ej signifikant,

synes det vara för mycket att stryka det "största olycksåret". Det

förefaller bättre att ta "medelvärdet" av att inte stryka något olycksår och att stryka det "största olycksåret".

Korsningar (oförändrade 1972-1978) med fler polisrapporterade olyckor än förväntat, dock ej signifikant, under åren 1972-1976:

a b c d

Korsningar 1972-76, 1972-76 a + b 1977-78,

som antal exkl det 2 antal

1972-76 olyckor per "största olyckor per

hade korsning och olycksåret", korsning och

år* antal olyckor år per korsning och år* 17 olyckor 3,82 3,10 3,46 5,50

(1 korsning)

8 olyckor 1,80 1,48 1,64 1,50 (4 korsningar) 7 olyckor 1,58 1,00 1,29 1,23 (11 korsningar) Golyckor 1,35 0,89 1,12 1,13

(12 korsningar)

5olyckor 1,13 0,73 0,93 0,75

(24 korsningar)

4olyckor 0,90 0,52 0,71 0,71

(42 korsningar)

301yckor 0,68 0,36 0,52 0,41 (81 korsningar) Zolyckor 0,45 0,21 0,33 0,28

(205 korsningar)

1 olycka 0,23 0,00 0,12 0,12

(391 korsningar)

* Har multiplicerats med 1,126 eftersom den årliga trafikens storlek i genom-snitt var 12,6 96 större under åren 1977-1978 än under åren 1972-1976.

14

För korsningar med fler (ej nödvändigtvis signifikant) personskadeolyckor än förväntat* synes det kunna vara lämpligt att ta "medelvärdet" av att stryka det "största olycksåret" och att stryka de 2 "största olycksåren". För personskadeolyckor blir dock mönstret vid ett sådant förfarande inte lika klart som det som angetts för polisrapporterade olyckor på sid 12 och

13.

Ett förfarande enligt det ovan skisserade är tänkbart åtminstone för

vägkorsningar på det svenska huvudvägnätet. Fördelen med en sådan

metod är att den dels är mycket enkel dels att regressionseffekten beaktas på ett individuellt sätt för respektive korsning. Nackdelen är att metoden är grov och framför allt att den inte på något sätt ärteoretiskt underbyggd.

* Beräknat schablonmässigt med hjälp av VTIs modeller.

15

REFERENSER (l) Brüde U (1981):

"Trafiksäkerhetsstudier - kan man lita på resultat av före-efter-studier?"

Väg- och vattenbyggaren december 1981/VTI Särtryck 1982

("Traffic safety-how reliable are before-and-after studies?", an unpublished translation of the above-mentioned article, VTI)

(2) Brüde U och Larsson J (1981):

"Vägkorsningar på landsbygd inom huvudvägnätet, olycksanalys" VTI Rapport 233

Brüde U and Larsson 3 (1981):

"Rural junctions in the main road network, accident analysis" VTI Report 233

(3) Hauer E (1980):

"Bias by selection: Overestimation of the effectiveness of safety countermeasures caused by the process of selection for treatment" Accident analysis öc Prevention Vol 12

(4) Hauer E (1980):

"Selection for treatment as a source of bias in before-and-after-studies"

Traffic Engineering and Control No. 8/9