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1 ISTITUTO SUPERIORE DI SANITÀ DIPARTIMENTO AMBIENTE E CONNESSA PREVENZIONE PRIMARIA REPARTO AMBIENTE E TRAUMI OSSERVATORIO NAZIONALE AMBIENTE E TRAUMI (ONAT) Alessio Pitidis, Giulia Viola, Marco Giustini Gli incidenti stradali dopo l'introduzione della patente a punti: analisi della serie temporale dei feriti [2005] Pubblicato in Sicurezza stradale: verso il 2010, a cura di ranco Taggi, Istituto Superiore di Sanità, Ministero delle Infrastrutture e dei Trasporti, Roma 2005, pp Il contenuto di questa pubblicazione può essere utilizzato citando la fonte nel modo seguente: Alessio Pitidis, Giulia Viola, Marco Giustini, "Gli incidenti stradali dopo l'introduzione della patente a punti: analisi della serie temporale dei feriti", in Sicurezza stradale: verso il 2010, a cura di ranco Taggi, Istituto Superiore di Sanità, Ministero delle Infrastrutture e dei Trasporti, Roma 2005, pp

2 38. LIBRO ( ) K :39 Pagina 270 Gli incidenti stradali dopo l introduzione della patente a punti: analisi della serie temporale dei feriti * Alessio Pitidis, Giulia Viola, Marco Giustini Reparto Ambiente e Traumi Dipartimento Ambiente e connessa prevenzione primaria Istituto Superiore di Sanità Roma Introduzione: L entrata in vigore nel luglio 2003 del Decreto Legge n.151 Modifiche ed integrazione al Codice della Strada ha introdotto sostanziali modifiche nel sistema sanzionatorio delle violazioni al Codice della Strada, nell intento di rafforzare l effetto deterrente sulle infrazioni che più mettono a rischio la sicurezza stradale. Obiettivo: Il presente lavoro si propone di verificare se l incidentalità stradale abbia subito una effettiva diminuzione nel periodo seguente all applicazione del nuovo codice della strada. Si è focalizzata l attenzione sugli aspetti sanitari del fenomeno, utilizzando come indicatore di infortunistica stradale il numero di persone ferite, poiché la consistenza dei dati di morbosità, diversamente da quanto avviene per la mortalità, consente di ottenere un maggior potere risolutivo nell analisi dell andamento temporale dei traumi da incidente stradale nella popolazione. Materiali: I dati analizzati riguardano gli incidenti avvenuti in autostrada, circostanza che garantisce la totale copertura della rilevazione e permette di fare riferimento alla sola Polizia Stradale come fonte statistica. La serie temporale ha cadenza giornaliera e copre il periodo dall 1 agosto 2001 al 31 luglio 2004, nel quale sono rimaste ferite persone: la serie ha media 61,0 e deviazione standard 24,0. Metodi: Il confronto tra i valori registrati prima e dopo l introduzione delle nuove norme non poteva prescindere da una preventiva neutralizzazione della periodicità stagionale e delle oscillazioni casuali, che erano fortemente presenti nella serie. Le variazioni indotte dai diversi giorni della settimana, che fanno registrare una diversa esposizione al rischio di incidente, sono state eliminate considerando la serie mensile. Si è quindi stimato su di essa il modello additivo: * Il presente lavoro è stato prodotto nell ambito delle attività del progetto DATIS2, coordinato dall Istituto Superiore di Sanità e finanziato dal Ministero delle Infrastrutture e dei Trasporti. 270

3 38. LIBRO ( ) K :39 Pagina 271 GLI INCIDENTI STRADALI DOPO L INTRODUZIONE DELLA PATENTE A PUNTI = T + S + U (1) dove la serie dei feriti è disaggregata nelle sue componenti di trend (T), stagionalità (S) e residui (U). La igura 1 mostra il correlogramma della serie, in cui si evidenziano i picchi di autocorrelazione positiva tra le misure di mesi contigui e tra le misure che distano 12 e 24 mesi Lag Bartlett's formula for MA(q) 95% confidence bands igura 1: Correlogramma della serie mensile. La serie destagionalizzata -S si ricava dalla relazione: S = T + U + S T + U ottenuta algebricamente dalla (1); è necessario quindi dividere la serie originale per un coefficiente che esprima la quota dovuta alla stagionalità; un coefficiente così costruito assume valori più grandi dell unità se il mese interessato vede mediamente un aumento del fenomeno (S>0) e assume valori inferiori all unità nel caso contrario (S<0). I coefficienti di stagionalità mensili sono stati calcolati con il metodo delle medie percentuali: S m = k m,a a=1 a K 271

4 38. LIBRO ( ) K :39 Pagina 272 SICUREZZA STRADALE: VERSO IL 2010 dove m assume valori da 1 a 12, a è la media dei feriti nell anno a e k è il numero di anni cui la serie si riferisce: nel nostro caso è uguale a 3. sm esprime la diminuzione o l incremento del numero di feriti rispetto alla media annua che è attribuibile in media al mese m. Nella nostra applicazione presentano un valore maggiore di uno i coefficienti relativi ai mesi da maggio a settembre e il mese di dicembre. Dividendo la serie mensile per i coefficienti sm si è ottenuta la serie destagionalizzata, composta dalla somma del trend e della componente casuale. Per estrapolare il trend si è effettuata un operazione di smoothing con medie mobili di ordine 4 sui dati pregressi; si è ritenuto 4 un giusto valore del parametro per rendere la serie regolare senza tuttavia appiattirne l andamento caratteristico. La serie dei residui non presenta un trend né una stagionalità e i valori assunti sono contenuti (igura 2) m9 2002m7 2003m5 2004m3 2005m1 mese_d (sum) feriti ma: x(t)= f_destag: window(3 1 0) stag r_mm4 igura 2: La serie originale e le tre componenti che sono state estratte. Risultati: Il trend ottenuto presenta un andamento suddivisibile in tre periodi: da agosto 2001 a marzo 2002 è crescente in maniera lineare, ad aprile 2002 si assiste a un cambiamento dell inclinazione e la curva decresce fino a gennaio 2004, anche se con un picco di massimo relativo nel mese di giugno, infine da febbraio a luglio 2004 torna ad essere in crescita (igura 3). Per valutare in modo più preciso la diversa manifestazione del fenomeno prima e dopo l introduzione delle nuove norme, si è stimata una forma funzionale sui dati di trend antecedenti il mese di aprile 2002, ottenendo una retta (R2=0,28); si è poi stimata una parabola per interpolare il trend da aprile 2002 a luglio

5 38. LIBRO ( ) K :39 Pagina 273 GLI INCIDENTI STRADALI DOPO L INTRODUZIONE DELLA PATENTE A PUNTI (R2=0,76). Dal confronto si evince in modo più netto che la diminuzione dei feriti è stata repentina e di grande portata fino a gennaio 2004 (in questo mese si è stimato il 23% circa di feriti in meno), ma poi il numero di feriti ha ripreso ad aumentare fino alla fine del periodo che si è analizzato (circa 16% di feriti in meno a luglio 2004). Complessivamente dal confronto tra le stime calcolate nell ipotesi di assenza delle nuove norme e quelle calcolate sui dati si misura mediamente il 17% di feriti in meno da aprile 2003 a luglio m9 2002m7 2003m5 2004m3 2005m1 mese_d ma: x(t)= f_destag: window(3 1 0) itted values f_destag itted values igura 3: Trend, serie destagionalizzata e funzioni interpolanti. Conclusioni: La diminuzione del numero di feriti accenna a realizzarsi già dal mese di aprile 2003, anche se a giugno il dato destagionalizzato torna ad essere alto: è lecito supporre comunque che, per effetto di un fattore d annuncio, le nuove norme abbiano agito in parte ancora prima della loro introduzione. L applicazione del Decreto Legge è stata preceduta infatti da un ampia campagna informativa, che ha trovato largo rilievo sugli organi di stampa nei mesi antecedenti l entrata in vigore delle nuove norme. Nel complesso appare incontestabile l effetto positivo sortito dai provvedimenti introdotti; resta invece il dubbio sulla permanenza nel lungo periodo di tali benefici, la cui entità è forse dovuta all impatto che l applicazione del nuovo sistema di sanzioni ha avuto sull opinione pubblica. Comunque, sebbene gli andamenti mostrino una tendenza al ritorno verso la situazione del periodo precedente, i valori registrati al momento in cui si è terminata l analisi registrano ancora una sensibile diminuzione del numero di feriti rispetto alla stima calcolata nell ipotesi di assenza dei nuovi provvedimenti. 273

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