fi

r,-M) ASSURANCE CONTUE LES AC.fMllENTS

(Icllo kiblo parut |»rt''sciiliM' loiilcs les ^aranlios dôsirablps. Kn oITol, la stalislitiiie montre ipic les cajiilaiiies sont plus iVt''i[ueninu'nl mariés que los sim|tles matelots et. ilautre part, ceux-ci sont exposés à Je plus grands dangers que ceux-là '. Ce sont donc les catégories d assurés pour Icsijuciles les risques de décès sont le plus élevés qui présentent le moins grand nombre de mariages. On fut dès lors amené à admettre que les nombres réels de veuves seraient inférieurs à ceux qui se déduisaient de la iablc précédente.

Enlin, pour les relations d'âge des époux, on adniil la table dressée par M. Behm '. On put s'assurer, en ellet, |)ar une comparaison avec les résultats statistiques de la Caisse belf/e de secours et de prévoyance en faveur des tnarins, que cette table offrait toute garantie, attendu que, pour les âges les moins avancés, (die fournissait des chiffres plus élevés que la statistique de la Caisse belge. Le résultat de cette comparaison est contenu dans le tableau suivant :

UI-I'AUTITIUN l'AU Aiil-: lii:s VEl.VUS HE MAlîINS

,:n|nvs la Caisse l.l-lfro.

daprCs M. Bi-lini.

Ti.l 20,3 V,l.3 1:2.3

De 26 à 35 ans

De 30 à 43 ans

luo.o

La |)ension de la veuve devait, d'ailleurs, être égale à 20 (I/O du salaire du mari.

h\ Pension des enfants. — Ou ado|)la les mêmes bases (|uc M. I$eliin. sauf la double dillV-rence suivante :

1. I^ps st,ilisli(|iii's c'talilios par l'.uilorilr niaritiini' de llaiiibovirg nioiitrenf, cil cllct, que la niorlalité îles capitaines étant 0,1104, celle des jeunes matelots est (le 2,337 : en raison de la dillérencc ilà-te qui existe d'ordinaire enire les premiers et les sei-finds, on est conduit à attribuer princip.ilenienl aux riscpies ir.-ircidents l'écart entre ces deux chillres,

i. Voir ci-dessus, Livre U, entre les pages 60 et 01, tableau U.

1° La pension déniant élait de 15 0/0 au lieu de 10 0/0 du salaire de la victime:

2° La statistique relative aux ouvriers de l'industrie avait conduit à admettre que le nombre déniants au-dessous de quinze ans était de 1,96106 par tète d'assuré: la statistique relative aux gens de mer conduisait au chitïre de 0,83033.

c) Pension des ascendants. — On adopta les bases de M. Behm en admettant du moins d'après les statistiques spéciales aux gens de mer que, sur 1 ,000 accidents mortels, 258 donneraient lieu à une pension d'ascendant.

d) Indemnité funéraire. — L'indemnité funéraire prévue par le projet devait être égale aux 2 .3 du salaire mensuel sans pouvoir être inférieure à 30 marcs. D'autre part, la statistique anglaise montrait que, sur 33660 marins tués dans la période 1871-1882, 32130 avaient péri par submersion, et, d'ailleurs, sur les 3330 (9,899 p. 100) restants, un grand nombre n'avaient pas été ensevelis, mais jetés à la mer. On crut donc pouvoir négliger dans le calcul l'indemnité funéraire.

2° Incapacité de travail. — Ou admit pour l'incapacité permanente totale la table de Behm '. Pour l'incapacité permanente partielle, on adopta les chifïres de la statistique de la marine de guerre allemande - qui donnait 86 cas d'invalidité partielle pour 11 d'invalidité totale; on obtint dès lors, parla même formule que M. Behm, pour la pension moyenne d'invalidité permanente ••

il X 66,G7 -f 86 X 50 ... „„

in - ^^'^^•

Quant aux allocations résultant de l'obligation, pour la corporation, d'assurer la gratuité des frais de traitement à partir de l'expiration de la période pendant laquelle ces frais sont supportés par le patron, on déclara qu'elles pourraient être considérées comme négligeables, parce que les dispositions du Code de commerce (art. 323 et 324) et de la loi sur

I. Voir ci-dessus, Livre II, p. 59, tableau A, col. 1 cl col. 8.

i. Voir ci-ilessus, Livre II, p. 327.

3. La statistique de l'autorité maritime d'Hambourg, qui accuse 112 cas d'invalidité partielle pour 18 cas d'invalidité totale, conduit au quotient IS yW,A\-i+ 112 X 50 ^^^^^ ç^ifl-re ir^s voisin de Si, 89.

332 ASSIUANCF. CONTliK I.KS ACCIDICNTS

les gens de mer (art. 48) auraiiMit pour ell'et de aicltie, dans la plupart des eas, ces allocations à la charge du patron. Toutefois, pour donner plus de j;arantie aux évaluations, on admit que pour la moitié des blessés ces allocations incomberaient à la corporation : le projet évaluait, dailleurs, ces allocations au quart du salaire annuel. En applicjuant ces données aux résultats, employés par M. IJebm ', de la statisti(|ue de l'Association de l'industrie allemande du fer et de lacier, et en prenant le taux de l'intérêt égal à 4 °/o7 on trouva, pour la valeur, exprimée en p. 100 du salaire, des allocations de cette nature par cas d'incapacité

ti47 X 3(15 X 1,0-2 X 2 ~ '"

Enfin, le nombre des assun's de clia([ue âge étaii donm'" par le tableau ci-dessus '.

On obtint ainsi, pour la valeur de la cbarge par tèle d'assuré, à l'aide de la formule établie plus haut ^ l'expression

P = 209,593 u + 623.837 ii' dans laquelle

Il désigne la probabilité d'un accident suivi de mori, îi' désigne la probabilité d'un accident suivi d'incapacité de travail.

Les coefficients 209, .j93 et 623,837 permirent de calculer le rapport, au point de vue des charges financières, entre les accidents suivis de mort et les accidents suivis d'incapacité de travail.

En effet, un accident suivi d'incapacité de travail équivaut

à un nombre d'accidents mortels égal à .^^j^'^^^ = 2.976.

Ce chiffre, multiplii- par le nombre des accidents suivis d'incapacité de travail, donne le nombre d'accidents mortels équivalent au nombre d'accidents considérés. On peut donc réduire tous les accidents en accidents mortels et, si l'on désigne par A le nombre, par tèle d'assuré, des accidents fous ramenés aux accidents mortels, on a 1> = 209,593 X A