Voir ci-dessus, livre II, p
2. La valeur de ces probabiliti'S s'obtient en divisant par le nombre des ouvriers le nombre des accidents de chaque catégorie survenus dans une année.
Pour obtenir les résultats correspondanls relatifs aux femmes, M. Behm admit, faute de données statistiques précises, que, en cas d'accident mortel survenu à une ouvrière, le nombre des enfants était de Î5 pour 100 de l'ensemble des cas et celui des ascendants de 30 pour 100.
En partant de ces hypothèses, il obtint, pour la charge P relative aux femmes, la valeur suivante :
et l'équivalence, au point de vue financier, entre les accidents suivis d'incapacité temporaire ou permanente et les accidents mortels est donnée respectivement par les coefficients
H||¥ = 0,OOo87G 142,4
Le nombre des observations relatives aux femmes parut à M. Behm trop peu considérable pour permettre de calculer, pour chaque industrie séparément, les charges résultant des accidents survenus aux ouvrières.
Admettant que le rapport des charges provenant des accidents survenus aux hommes, aux charges provenant des accidents survenus aux femmes, était le même pour toutes les industries. M. Behm se contenta de calculer, d'après les résultats d'ensemble fournis parla statistique d'Empire de 1881, la valeur des probabilités /^,. i/„ «., et il en déduisit la valeur de la charge en pour 100 de salaire. Cette charge pouvait être représentée par l'expression
142,4 XK
K étant égal à 0,00161
c'est-à-dire qu'elle était égale à 0,2292 % du salaire.
Si l'on admet que le salaire d'une femme est égal à la moitié de celui d'un homme, on trouve que les charges résultant de l'assurance d'une femme sont égales à , , . TT T. ^
= 10,3 7o des charges résultant de l'assurance d'un homme.
Les résultats qui viennent d'être indiqués permirent à
M. Behm de calculer, pour chacune des branches d'industrie
sur lesquelles avait porté la statistique, le nombre d'acci-
r.i assuham;!'; contiu: i.ks accidents
il(Mils inorlcls (]iii, au [xiiiil île vue linaiicicr, aui'ait (Ué équivalent au iionibi'o olloclii' d'accidcnls de toute nature survenus pendant la [lériode considérée. Il ramena les cliillVes ainsi calculés à un personnel de 100,000 ouvriers : il obtint ainsi des nombres que l'on peut appeler les )iombrrs fictifs d'accidents mortels par branche d'industrie. Il put ainsi rapprocher les branches d'industrie dont les nombres fictifs d'accidents mortels avaient des valeurs peu dilïérentes et les réunir dans une même classe caractérisée par les mûmes risques et désignée sous le nom de classe de risques : chaque classe de risques fut définie par un nombre fictif d'accidents mortels égal à la moyenne des nombres fictifs relatifs aux branches d'industrie comprises dans la classe considérée; enfin, ces nombres fictifs furent rapportés au plus grand d'entre eux pris égal à 100 : les chiffres obtenus étaient les coefficients de risques des classes correspondantes.
Le tableau suivant contient les résultats de ces calculs :
Classes
NOMBRE
6ctit
d'accidents
NOHBRE
d'observations statistiques ayant senri de l)ases aux calculs
NOMBRE d'accidents suivis
KOMBRE
actif
d'accidents
Coefficients
risques.
BIUNCHES DINULSTRIE
mortels
par brandie
d'industrie.
statistique d'EniDire 4 mois de l'année i»81|
iH|i|
de mort.
d'incapacité permanente.
mortels
par
classes de
risques.
risques.
