Permanent skördeskadeskydd betänkande

National Library of Sweden

Denna bok digitaliserades på Kungl. biblioteket år 2012

STATENS O F F E N T L I G A U T R E D N I N G A R 1958:5 Jordbruksdepartementet

A

PERMANENT SKÖRDESKADESKYDD BETÄNKANDE AVGIVET AV SKÖRDESKADEUTREDNINGEN

Stockholm

Statens offentliga utredningar 1958 Kronologisk förteckning

1. Vägplan fö" Sverige. 1. Riktlinjer och förslag samt kartbiagor. Idun. 226 s. K. 2. Vägplan fö- Sverige. 2. Expertutredningar och övriga textiilagor. Idun. 208 s. K. 3. Utredning im vissa förhållanden vid konserveringsforsknngsinstitutet. Marcus. 270 s. H. 4. Promemoru med förslag om fondförvaltning m. m. i sanband med en utbyggd pensionering. Idun. 91 s. i. 5. Permanent skördeskadeskydd. Idun. 547 s. Jo.

Anm. Om särsrild tryckort ej angives, är tryckorten Stockholm. Bokstäverna med fetstil utgöra begynnelsebokstäverna till det departement, under vilket utredningen avgivits, t. ex. E. = ecklesiastikdepartementet, Jo. = ;ordbruksdepartementet.

STATENS OFFENTLIGA UTREDNINGAR 1958:5 Jordbruksdepartementet

PERMANENT SKÖRDESKADESKYDD Betänkande

avgivet av

Skördeskadeutredningen

I D U N S TRYCKERIAKTIEBOLAG ESSELTE AB STOCKHOLM 1958

Till Herr Statsrådet Kungl.

och Chefen

för

Jordbruksdepartemejitet

Kungl. Maj:t bemyndigade den 16 oktober 1953 chefen för jordbruksdepartementet alt tillkalla sakkunniga för att utreda frågan om en permanent stödform för jordbrukare som drabbas av skördeskador. I enlighet med detta bemyndigande tillkallades såsom sakkunniga numera direktören i Svenska Tobaksmonopolet O. Söderström, ordförande, riksdagsmannen C. E. Eskilsson, Björsäter, framlidne riksdagsmannen J. H. Johansson, Brånsta, Kumla, fil. dr R. Meidner, Stockholm, häradsdomaren P. J. Näslund, Åsele, riksdagsmannen S. G. F. Persson, Appuna, och chefen för Jordbrukets Utredningsinstitut fil. lic. H. Åstrand, Stockholm. Såsom sakkunnig efter herr Johansson, som avled den 13 november 1954, tillkallades den 20 maj 1955 jordbrukaren E. J. H. Adolfsson, Klinteby, Klintehamn. Som sekreterare hos de sakkunniga, som har antagit benämningen skördeskadeutredningen, förordnades den 12 maj 1954 numera docenten O. Gulbrandsen. Att såsom expert i försäkringstekniska frågor biträda utredningen förordnades den 10 september 1954 fil. dr C. O. Philipson. Denne har deltagit i överläggningarna inom utredningen. Philipson har med biträde av bland andra amanuensen K. Ångström i samråd med utredningen utformat de försäkringstekniska utredningar, som redovisas i de till betänkandet fogade bilagorna 1 och 2 jämte underbilagor. Att såsom experter biträda utredningen i frågan om objektiva metoder för bestämningen av vallproduktionen förordnades den 3 juni 1955 professorn E. Åkerberg, Svalöf, byråchefen O. Zetterberg, Stockholm, och laboratorn I. Bachér, Uppsala. Utredningen av denna fråga har inom utredningen bedrivits av en särskild underkommitté, som benämnts vallskördekommittén. Den har förutom av nämnda experter bestått av Åstrand och Philipson. Som ordförande har Åkerberg fungerat och som sekreterare Gulbrandsen. En redogörelse för vallskördekommitténs utredningar ingår som bilaga 3 till betänkandet. Över de fältundersökningar, som utfördes sommaren 1955 och

1 sommaren 1956 har sammanställts rapporter, vilka föreligger separaut i stencil. Sammanställningen av 1956 års rapport har i huvudsak utförts av agronom E. Sandqvist, Uppsala, som även biträtt sekreteraren i övriiga skördeuppskattningstekniska frågor. Utredningen har haft överläggningar med statens jordbruksnämnd, jom-dbrukets förhandlingsdelegation och representanter från veterinärstyrelseen. Utredningen har vidare haft samråd med statistiska centralbyrån och h u s hållningssällskapen. Utredningen avgav den 3 oktober 1957 yttrande dels över ett av veterinäärstyrelsen avgivet förslag rörande köttbesiktning, dels över framställning frrån statens jordbruksnämnd rörande anslag för budgetåret 1958/59 i vad avs såg objektiv skördeuppskattning. Meidner har på grund av utrikesresa icke kunnat kontinuerligt deltaa i utredningsarbetet under hösten 1957. Han har därför icke kunnat deltaa i den slutliga utformningen av förslagens detaljer. Sedan utredningen nu slutfört sitt uppdrag får den härmed vördsamt ö v e r lämna sitt betänkande. Stockholm den 21 december 1957 Olof

Söderström

H. Adolfsson

Rudolf

Meidner

Carl Eskilsson

P. J. Näslund

Sven

Persson

Halvdan

Åstrand

j Odd Gulbrandsen i

Innehåll

Direktiven för utredningen

7 Kap.

I. Sammanfattning av utredningens förslag

11 Kap.

II. Översikt över olika former av skördeskadeskydd Skydd genom sparande Skydd genom prishöjningar Skydd genom bidrag Skydd genom lån Skydd genom försäkring

15 16 17 19 22 24

Kap.

I I I . Val av skyddsformer Skördeskadeskydd inom det nya prissystemets ram Skördeförsäkring Andra skyddssystem

31 31 33 34

Kap.

IV. Skördeförsäkringens teknik Skördeuppskattning och skadebedömning I skyddet ingående växtslag Prisfrågan vid skördens värdering Kvalitetsförluster Omräkning av representantvärde till grupp värde Sammanfattning av skördevärderingarna Ren eller kombinerad försäkring Fördelningsgrund för ersättningar Självrisk och riskpremie Tilläggsförsäkring för lägre självrisk Skördeförsäkringen och skydd mot speciella skördeskador Sammanfattning av skördeförsäkringens teknik

39 40 43 45 49 51 54 54 55 58 63 65 66

Kap.

V. Anslutningen till skördeskadeskyddet Skördeskadeskydd med obligatorisk anslutning Skördeskadeskydd med frivillig anslutning Synpunkter på de t v å anslutningsförslagen

72 75 77 79

Kap.

VI. Kompletterande skyddsformer Skördeskadelån Skördeskadekonto

82 84 88

6 Kap.

V I I . Skördeskadeskyddets organisation Huvudmannaskap Den lokala organisationen Tillsyn m. m Kostnader

K a p . V I I I . Utbyggnad av skördestatistiken Den hittillsvarande skördeuppskattningens organisation Behov av bättre skördeuppskattningsförfarande Riktlinjer för utbyggnad av skördestatistiken Urvalsplan Skördeuppskattning för sockerbetor Skördeuppskattning för oljeväxter Omläggning av äldre skördestatistik Skördeuppskattningens administration Kostnader för skördeuppskattningen Kap.

100 101 102 104 105 110 110 111 112 115

IX. Skördeskadeskyddets finansiering 117 Administrationskostnader 118 Fonder 119 Premier 123 Kontantpremier 124 Leveransavgifter 125 Statliga bidrag 127 Avvägning mellan kontantpremier, leveransavgifter och statliga bidrag 128 Återbäringsregler 129 Sammanfattning av reglerna för premiernas bestridande

Kap.

90 91 95 97 98

X. Valet mellan frivillig och obligatorisk anslutning

130 131

Kap. X I . Skördeskadeskyddets ikraftträdande Bilagor

134 Bil.

1. Försäkringsteknisk utredning jämte underbilagor A—M

137 Bil.

2. Särskild utredning om frivillig försäkring

467 Bil.

3. Objektiv uppskattning av vallskördens storlek

489 Bil.

4. Kvalitativa variationer för brödsäd och hö

511 Bil.

5. Priser vid värdering av normskörd och aktuell skörd vid genomsnittlig kvalitet 525

Bil.

6. Exempel på avgiftsberäkning för premieuppbörd över regleringskassorna 530

Bil.

7. Beräkning av vissa kontorskostnader i skördeskadeskyddets centrala förvaltning

533 Bil.

8. Beräkning av kostnaderna för skördeuppskattningen

535 Bil.

9. Några exempel på kombinerad försäkring

539 Bil. 10. Vissa data rörande arbetslöshetsskyddet i Sverige

D i r e k t i v e n för u t r e d n i n g e n

I de för utredningen meddelade direktiven har chefen för jordbruksdepartementet anfört följande: 1 Den totala skörden inom jordbruket uppvisar stora växlingar olika år. Hänsyn härtill tages i den överenskommelse angående prissättningen på jordbrukets produkter, vilken årligen brukar träffas mellan staten, å ena, samt jordbrukarnas huvudorganisationer — Sveriges lantbruksförbund och Riksförbundet Landsbygdens Folk — å andra sidan. I början av 1940-talet gjorda beräkningar visar, att en ökning eller minskning i det genomsnittliga skördeutfallet av upp till fyra procent icke är att anse som något onormalt. I prisöverenskommelserna brukar med hänsyn därtill föreskrivas, bland annat, att förhandlingar om justering av priserna på jordbrukets produkter skall upptagas, såvida en omräkning under hösten av den på våren uppgjorda kalkylen över utvecklingen av jordbrukets intäkter och kostnader ger till resultat, att intäkterna under- eller överstiger de i kalkylen upptagna intäkterna med mer än fyra procent. Genom en sådan föreskrift har jordbruket som helhet betraktat fått ett visst skydd mot skördeskador av större omfattning. Erfarenheten har emellertid visat, att ifrågavarande skydd icke är tillräckligt. Missväxt och andra skördeskador kan nämligen drabba synnerligen ojämnt. Betydande förluster uppkommer sålunda ej sällan för jordbrukare inom vissa landsdelar eller bygder även under år, då totalskörden är god. Vid åtskilliga tillfällen har på grund därav särskilda stödåtgärder påkallats från det allmännas sida. Redan den ackords- och stödlåneverksamhet, som tillkom år 1930 i syfte att lindra kreditsvårigheterna för de av jordbrukskrisen drabbade jordbrukarna, fick otvivelaktigt speciell betydelse för dem, som lidit ekonomiska förluster genom skördeskador. Detsamma torde ha varit förhållandet i fråga om 1935 års ackordslån samt 1940 års ackords- och hjälplån. Först i och med de år 1941 införda krislånen synes emellertid lånemöjligheterna ha direkt anknutits till ett dåligt skördeutfall. Sistnämnda låneform tillkom nämligen på förslag av 1940 års utredning av jordbrukets skuldsättning, vilken utredning tillsattes på hösten 1940 med anledning av de ekonomiska svårigheter, som uppstått för ett flertal jordbrukare till följd av den svaga 1

Anförande till statsrådsprotokollet den 16 okt. 1953.

8 skörden samma år. Då skörden slog fel även påföljande år, utsträcktes denna låneform till att gälla även de förluster, som uppstod i samband därmed. De skördeskador, som uppkom år 1950, föranledde att möjlighet på nytt skapades att erhålla statliga stödlån. Liknande lån infördes för jordbrukare, som drabbades av förluster på grund av svartrostangreppen på vete under hösten 1951. Även på 1952 års skörd uppstod betydande skador, närmast till följd av de ogynnsamma nederbörds- och temperaturförhållandena under hösten samma år. Skördeförlusterna fick på många håll så stor omfattning, att det framstod som ofrånkomligt, att statligt stöd lämnades de hårdast drabbade. Då det befanns vara särskilt angeläget, att hjälp lämnades med minsta möjliga tidsutdräkt, föreslog Kungl. Maj :t 1952 års höstriksdag (prop, nr 253/1952) att — oaktat en av statens jordbruksnämnd påbörjad utredning om skadornas omfattning icke hunnit slutföras — öppna möjlighet till stödlån åt jordbrukare, som på grund av den felslagna skörden lidit väsentlig förlust och av denna anledning var i behov av ekonomiskt bistånd. Med bifall till förslaget anvisade riksdagen till finansieringen av låneverksamheten vissa å anslagen till tidigare stödlån kvarstående odisponerade medel, sammanlagt över 19,7 miljoner kronor. Sedan jordbruksnämndens nyssnämnda utredning avslutats, beslöt riksdagen på förslag av Kungl. Maj :t (prop, nr 57/1953) att anvisa ett investeringsanslag av 30 miljoner kronor till enahanda ändamål. På grund av 1952 års skördeskador försämrades emellertid många jordbrukares ekonomiska ställning i sådan grad, att det icke syntes tillräckligt med den hjälp, som stödlånen innebar. För dylika fall ansågs möjlighet böra skapas att komplettera lånen med särskilda bidrag utan återbetalningsskyldighet. Vid överläggningar i ämnet mellan jordbruksnämnden och jordbrukets förhandlingsdelegation enades man om att för sådant ändamål skulle användas vissa medel, som tillgodoförts jordbruket inom ramen för jordbrukskalkylen men som ej tagits i anspråk. I sistnämnda proposition anmälde jag på grund därav att, därest riksdagen icke hade något att invända däremot, ett belopp av 5 miljoner kronor skulle komma att disponeras för dylika bidrag. Någon erinran häremot framställdes icke. I skrivelse den 28 oktober 1952 föreslog jordbruksnämnden, bland annat, att de medel, som icke utnyttjats av de för budgetåren 1950/51 och 1951/52 anvisade investeringsanslagen till stödlån, jämte å lånen inflytande amorteringsbelopp skulle överföras till en särskild utlåningsfond, ur vilken stödlån skulle kunna utgå vid lokala skördeskador av större eller mindre omfattning. Härigenom skulle stödlåneverksamheten få en mera permanent karaktär och kunna utformas så, att den utan särskilt riksdagsbeslut kunde träda i tillämpning vid skördeskador av väsentlig art, som framdeles kunde komma att inträffa.

9 I propositionen nr 253/1952 framhöll jag med anledning av jordbruksnämndens framställning i denna del, att skäl visserligen förelåg att överväga införandet av någon form av hjälpåtgärder, som ständigt kunde stå till förfogande, men att jag icke var beredd att utan föregående utredning taga ställning till ett spörsmål, vars lösning erbjöd olika möjligheter. Jag förklarade emellertid samtidigt, att jag hade för avsikt att tillkalla särskilda sakkunniga för att verkställa en dylik utredning. Riksdagens jordbruksutskott uttalade i sitt utlåtande nr 58 till 1952 års höstriksdag sin tillfredsställelse över att en dylik utredning skulle komma till stånd och framhöll, att en lämplig lösning av ifrågavarande spörsmål uppenbarligen var av stort intresse för såväl de enskilda jordbrukarna som statsmakterna, varför detsamma borde erhålla en så långt möjligt allsidig och ingående prövning. Utskottet förutsatte, att ett motionsvis (II: 705) framfört förslag om en speciell försäkringsform bleve föremål för närmare överväganden i samband med utredningen. Vid den stödverksamhet, som hittills förekommit, har bland annat den erfarenheten gjorts, att det vid inträffade skördeskador är ytterst angeläget, att hjälp kommer snabbt. Jordbrukarna förlägger ofta en stor del av sina utbetalningar till en tidpunkt kort efter det skörden bärgats. Om skörden förstöres eller allvarligt skadas, uppträder därför betalningssvårigheter inom kort. En stödform, som varje gång den skall tagas i anspråk förutsätter särskilda utredningar samt beslut av riksdagen, förlorar en betydande del av sin verkan genom den tidsutdräkt, som måste förekomma, innan stödet kommer de behövande till del. Anknytningen till det statliga jordbruksstödet kan även utformas på olika sätt. Med hänsyn bland annat härtill synes det lämpligt att — såsom jag tidigare anfört — närmare utreda frågan om en enklare form för hjälpåtgärder till jordbrukare, som lidit skördeskador. Utredningen torde böra uppdragas åt inom jordbruksdepartementet särskilt tillkallade sakkunniga. Beträffande de spörsmål, som bör bli föremål för överväganden, får jag framhålla följande. Utgångspunkten bör vara, att stödformen skall avse allenast förluster, som hänför sig till skador å skörd. Teoretiskt torde härvid kunna komma i fråga samtliga sådana utan jordbrukarens vållande uppkomna skador, exempelvis beroende på torka, regn, översvämning, hagel och storm, insektsangrepp och växtsjukdomar, vidare frost-, snö- och övervintringsskador samt skador, vållade av vilda djur. En viss begränsning i omfattningen av stödformen torde emellertid vara nödvändig. I samband därmed torde böra uppmärksammas de försäkringsformer på området, vilka redan vunnit viss anslutning. Jämte fastställandet av arten utav de förluster, som bör omfattas av stödformen, kommer bestämmandet av hur stor del av inträffade förluster, som skall täckas, att ha avgörande betydelse för värdet av hjälpen. Det synes

10 enligt min mening vara uppenbart, att stödet icke skall avse att täcka varje skada å skörden utan begränsas på så sätt, att dels obetydliga skador faller utanför detsamma, dels ock viss maximering införes. Vad angår sättet för finansieringen av stödåtgärderna synes utgångspunkten böra vara, att jordbruksnäringen som sådan i huvudsak bör belastas med de kostnader, som en utjämning av skördeskador mellan olika år och skilda brukare kan medföra. Med hänsyn härtill torde i första hand böra undersökas det lämpligaste sättet att anknyta kostnadsfrågan till den årliga prisöverenskommelsen mellan staten och jordbrukets förhandlingsdelegation. Särskilt bör därvid utredas, hur medel till hjälpåtgärder kan göras tillgängliga inom ramen för jordbrukskalkylen genom att jordbruket avstår från kompensation, som kalkylmässigt bör tillkomma detsamma. Därest statliga lån under särskilda omständigheter anses påkallade, torde de böra utformas såsom amorteringslån och löpa med ränta. Huruvida speciella hjälpformer bör finnas för jordbrukare, som drabbats av mera katastrofartade skador och har svag ekonomisk ställning, torde även böra övervägas. Såsom ett andra alternativ torde utredningsmännen undersöka i vilken mån ifrågavarande stödbehov kan tillgodoses genom någon form av försäkring. Därvid bör — under samma förutsättningar, som nyss angivits — även statliga bidrag kunna diskuteras. I fråga om formen för verksamheten och huvudmannaskapet för densamma synes närmast böra utredas, i vad mån verksamheten skall handhavas av jordbrukets egna organisationer, av statliga organ eller genom en samverkan mellan staten och jordbrukets organisationer. En del uppgifter, som kommer att åvila de på ifrågavarande verksamhet inkopplade organen, t. ex. skördeskadeuppskattningarna, medför en synnerligen ojämn arbetsbelastning. Bland annat av denna anledning synes det uteslutet att tillskapa några nya lokala organ, som skulle få att handlägga enbart dessa uppgifter. Många av uppgifterna, t. ex. den nyss nämnda skördeskadeuppskattningen, är också av den art att de med fördel torde böra handläggas av officiella organ. I de fall då stöd hittills lämnats har dylika uppgifter omhänderhafts av lantbruksnämnderna i samverkan med hushållningssällskapen och jordbrukets organisationer. Någon anledning att i dessa avseenden söka finna helt nya former synes icke föreligga. Däremot är det angeläget, att fasta regler uppställes såväl för själva skadeuppskattningarna som för den administrativa handläggningen av arbetet därmed. Med hänsyn särskilt till frågan om hur huvudmannaskapet för verksamheten skall ordnas och till den betydelse som utredningens resultat kan komma att få för de mellan statsmakterna och jordbrukets organisationer ingångna avtalen om jordbrukets prisfrågor, torde de sakkunniga böra bedriva utredningsarbetet under fortlöpande kontakt med såväl lantbruksstyrelsen och statens jordbruksnämnd som jordbrukets organisationer, Sveriges Lantbruksförbund och Riksförbundet Landsbygdens Folk.

KAPITEL I S a m m a n f a t t n i n g a v u t r e d n i n g e n s förslag

Jordbruket har under 1940-lalet och 1950-talet upprepade gånger drabbats av svåra skördeskador, i vissa fall av katastrofartad natur. Skadorna har ej allenast varit lokala utan stundom även mer eller mindre riksomfattande. I det före den 1 september 1956 gällande prisregleringssystemet har den s. k. fyraprocentregeln fungerat som ett slags skördeskadeskydd. Denna regel skall icke finnas i det prisregleringssystem, som nu tillämpas. Under en övergångstid finns den dock delvis kvar. Vid sidan av fyraprocentregeln har staten i viss utsträckning lämnat skördeskadelån. Det skördeskadeskydd, som sålunda existerat, har på grund av ett flertal anledningar inte kunnat utformas så att det verkat rättvist och effektivt. För den skull har behovet av et nytt permanent system för skydd mot förluster av skördeskador aktualiserats. Utredningen har i samband med sitt arbete studerat en del olika skyddsformer, som kommit till användning såväl i Sverige som i utlandet. Vid utformningen av det permanenta skyddssystemet har utredningen övervägt olika alternativ. Den har därvid funnit att skyddet icke kan beredas inom ramen för det nya prissystem som infördes den 1 september 1956. De relativa prisstegringar, som uppträder vid det lägre utbud som förorsakas av skördeskada, är mycket begränsade och kan inte ytterligare förstärkas utan att principerna för prissystemet rubbas. Utredningen har funnit all skattetekniska åtgärder i syfte att erhålla en jämnare taxerad inkomst, såsom skördcskadekonto och resultatutjämningskonto, ehuru motiverade av andra skäl, endast i ett begränsat antal fall kan väntas få en så skattelindrande och sparstimulerande effekt, att de löser frågan om skördeskadeskyddet. Ett utkast till bestämmelser om skördeskadekonto som komplement till utredningens förslag om permanent skördeskadeskydd har överlämnats till 1957 års skatteutredning för att tas i beaktande vid dess arbete. Utredningen har undersökt möjligheterna att med speciella låneformer som komplement till skattetekniska åtgärder fylla behovet av ett grundläggande skydd. Den har därvid kommit till den slutsatsen, att sådan låneverksamhet kunde befaras få så stor omfattning att skuldbördan för de av skador drabbade jordbrukarna bleve besvärande. I avsikt att åstadkomma ett tillfredsställande grundskydd har utredningen främst inriktat sitt arbete på atl utforma en skördeförsäkring. Det har dock

12 icke lyckats utredningen att konstruera försäkringen så, att den t a r full hänsyn till behovet av skydd i varje enskilt fall. En individuell skadebedömning är nämligen på grund av bristen på uppgifter om normala skördar för enskilda jordbruk genomförbar endast i en mycket begränsad omfattning och blir dessutom på grund av ett omfattande uppskattnings- och kontrollarbete orimligt dyrbar i de fall den är genomförbar. Utredningens förslag innebär att man i förlustkalkylen för den enskilda brukningsenheten ersätter de individuella hektarskördarna med områdesvis bestämda hektarskördar. I vissa fall kan avvikelserna mellan de individuella och de områdesvisa hektarskördarna bli så betydande, att skyddsbehovet icke helt täckes genom de i försäkringen utgående ersättningarna. Fördenskull har utredningen ansett det nödvändigt med skördeskadelån som komplement till skördeförsäkringen. Skördeförsäkringen utgörs av en grundförsäkring och en tilläggsförsäkring. Grundförsäkringen är en kombinerad allriskskördeförsäkring. Den omfattar all på åker och äng odlad gröda med undantag för rotfruktsfrö och köksväxtodlingar. Som underlag för bestämningen av premier och ersättningar vid en brukningsenhet beräknas vissa grundvärden för denna. Dessa utgörs av normskördevärdet, som motsvarar försäkringsvärdet i vanlig skadeförsäkring, det aktuella skördevärdet, som är ett uttryck för den skadade skördens värde, och självriskbeloppet, som är direkt proportionellt mot skaderisken för växtodlingen vid brukningsenheten. Grundvärdena beräknas med ledning av områdesvis bestämda hektaruppgifter för vissa grödgrupper och brukningsenhetens arealer av dessa grödgrupper. Hur dessa värden beräknas och användes vid bestämningen av premier och ersättningar illustreras av exempel (sid. 68). I korthet gäller att ersättningen utgöres av normskördevärde minus aktuellt skördevärde minus självrisk. Självrisken uppgår i medeltal till 11,5 procent av normskördevärdet, varierar i vanliga fall mellan 8 och 16 procent samt blir lägst 6 och högst 26 procent. Ersättning utgår dock endast om den utgör V* eller mera av självriskbeloppet, vilket motiveras av att man vill undvika utbetalning av en mängd småbelopp. Tre områdesindelningar kommer till användning, skördeuppskattningsområden, för vilka objektiv skördeuppskattning utföres, ersättningsenheter, inom vilka normskördevärden och aktuella skördevärden per hektar och grödgrupp antas lika för alla brukningsenheter, samt premieenheter, inom vilka utgångsvärdena för beräkning av självrisk och premie antas lika Antalet skördeuppskattningsområden föreslås vara tills vidare cirka 400. Antalet ersättningsenheter torde på grund av bland annat osäkerhet i skördeuppgifterna till en början göras något färre än skördeuppskattningsområdena, men bör så snart möjligt utökas till samma antal. Antalet premieenheter har föreslagits vara ett 90-tal. Tilläggsförsäkringen ger möjlighet att mot premietillägg erhålla en lägre

13 självrisk. Den senare får dock genom tilläggsförsäkringen inte bli lägre än halva grundförsäkringens självrisk och inte lägre än 8 procent av normskördevärdet. Skördeskadelån utgår ur en av skyddssystemets fonder, regleringsfonden, och beviljas efter särskild ansökan till ett belopp, som motsvarar den verkliga förlusten minskad med viss självrisk. I förlustberäkningen kommer i regel aktuellt skördevärde att baseras på uppskattning, medan som normskördevärde användes det i skördeförsäkringen beräknade, då annan tillförlitlig uppgift oftast saknas. Självrisken vid beräkning av lånebeloppets storlek föreslås vara 2/3 av den i grundförsäkringen beräknade, dock lägst 10 procent av normskördevärdet, vilket procenttal kan väntas gälla för det stora flertalet lånesökande. Amorteringstiden är i regel fem år och räntan bankmässig. Vissa regler om säkerhet, anstånd vid betalningssvårigheter i samband med förnyade skördeskador samt efterskänkning i särskilda fall föreslås i nära överensstämmelse med vad som gällt eller föreslagits för de tidigare stödlånen. Utredningen diskuterar två system för permanent skördeskadeskydd, vilka båda innefattar grundförsäkring, tilläggsförsäkring och skördeskadelån enligt angivna grunder. Båda systemen föreslås administrerade av staten. Statens jordbruksnämnd bör vara huvudman. Lantbruksnämnderna och deras ortsombud engageras i den lokala verksamheten, och statistiska centralbyrån jämte hushållningssällskapen föreslås svara för erforderlig objektiv skördeuppskattning. Gemensamma för de båda systemen är förslagen om fonder och återförsäkring hos staten. Vid starten bör finnas en utjämningsfond för i första hand försäkringsverksamheten på 100 miljoner kronor; 75 miljoner kronor härav finns nu tillgängliga för ändamålet. Vidare bör en regleringsfond successivt byggas upp genom inbetalning av säkerhetstillägg till de statistiskt beräknade premierna. Denna fond skall fungera som säkerhet för den statliga återförsäkringen och som lånefond. Återförsäkringen innebär att staten lämnar förskott vid brist i fonderna. Ersättningarna i försäkringarna bestrides av utjämningsfonden och skördeskadelånen av regleringsfonden, överskott i den ena fonden må i viss utsträckning täcka brist i den andra. Påfyllnad av fonderna erhålles genom premier, varvid utjämningsfonden tillföres de statistiskt bestämda premierna, de s. k. riskpremierna, vilka motsvarar det på flera decenniers sikt beräknade årsgenomsnittet av ersättningar, och regleringsfonden de nyssnämnda säkerhetstillläggen, vilka föreslås utgöra 20 procent av riskpremierna. Det ena systemet förutsätter obligatorisk anslutning till grundförsäkringen för alla brukningsenheter med minst 5 hektar försäkringsbar areal enligt stadgande i lag. Brukningsenheter med 2—5 hektar må frivilligt anslutas till systemet. Anslutningen medför rätt att teckna tilläggsförsäkring och att söka skördeskadelån. Det andra systemet medger frivillig anslutning för alla brukningsenheter

14 med minst 2 hektar försäkringsbar areal. Anslutningen medför i övriigt samma rättigheter som vid obligatorium. Statens medverkan till det frivilliga systemet lämnas endast om minst 60 procent av den vid obligatorium anslutningsskyldiga arealen tecknas. Den som inte är ansluten till systeimet, kan heller inte komma i åtnjutande av statlig hjälp i andra former som skydd mot skördeskador. Avtal om frivillig anslutning sluts för ett år i sänder per den 15 mars o<ch förnyas automatiskt, om icke uppsägning skett minst sex månader tidigare. Avtal om tilläggsförsäkring för lägre självrisk sluts också för ett år i sänder men förnyas inte utan särskild ansökan. Beträffande den årliga tidtabellen i övrigt för verksamheten må följande nämnas. Arealuppgifter per den 1 juni lämnas av de anslutna i början av juni och registreras under juni—juli; prisprognos per 1 oktober för n o r m skördevärderingen utförs i slutet av juli; premieberäkning och -debitering sker under augusti—september; de aktuella skördevärdena fastställes p å grundval av den objektiva skördeuppskattningen och de aktuella priserna per 1 oktober i slutet av oktober och början av november; utbetalning av ersättningar och utanordnande av skördeskadelån verkställes under november—december. Årskostnaderna för det obligatoriska systemet bestrides i huvudsak med kontantpremier och statsbidrag. Kontantpremierna utgör ungefär 1 / 8 av självriskbeloppet. De svarar för 2/3 av totalpremien, då statsbidraget föreslås till 1/3. Administrationskostnaderna bestrides av staten. Enligt en kalkyl för mittprisnivån per den 1 september 1956 vid en anslutning om 3,2 miljoner hektar åker blir kontantpremierna i grundförsäkringen i genomsnitt 1,5 procent av normskördevärdet, motsvarande 10 kr/ha vid ett genomsnittligt normskördevärde av 660 kr/ha, och sammanlagt 32 miljoner kronor. Statsbidraget, vilket skall ingå i det allmänna jordbruksstödet, blir då 16 miljoner kronor. Statens kostnader för administrationen och skördeuppskattningen beräknas till 3 miljoner kronor. Vid det frivilliga systemet kommer endast kontantpremier i fråga. De utgör då Va av självriskbeloppet och i genomsnitt 15 kr/ha. Det totala premiebeloppet blir beroende av anslutningsgraden. Vid 60 procents anslutning beräknas det totala premiebeloppet bli 28,8 miljoner kronor. Statens kostnader för administration beräknas till 3,2 miljoner kronor. Därtill kommer betydande kostnader för ackvisition, som icke kunnat beräknas. I betänkandet diskuteras möjligheterna av att ackvisitionen handhas av jordbrukets egna organisationer. Utredningen förordar i sitt förslag det obligatoriska systemet. Den förutsätter att förslag till erforderlig lagstiftning och tillämpningsföreskrifter för systemets igångsättande utarbetas efter att principbeslut rörande systemet fattats. Det permanenta skördeskadeskyddet föreslås träda i kraft från och med 1959 års skörd.

K A P I T E L II Ö v e r s i k t a v olika former a v s k ö r d e s k a d e s k y d d

Jordbruket arbetar med betydande risk och ovisshet i produktionen. Särskilt är de produktionstekniska riskerna i jordbruket stora i fråga om växtodlingen. Ogynnsamma klimatiska och biologiska förhållanden, såsom för mycket eller för litet regn, för låg temperatur och angrepp av växtsjukdomar eller skadedjur kan medföra betydande skördenedsättningar. Är å andra sidan de klimatiska och biologiska förhållandena gynnsamma kan höga skördar erhållas. Dessa växlingar i de klimatiska och biologiska förhållandena får olika effekt på skilda jordar och för skilda växtslag eller sorter. Genom lämpliga odlingsåtgärder kan en jordbrukare i högre eller lägre grad dämpa skördens variation och minska riskerna. Sådan effekt nås ofta genom samma slags åtgärder som vidtas för att uppnå en genomsnittligproduktionsökning, såsom avdikning, jordbearbetning, gödsling, besprutning och bevattning. Vid valet av växtslag och sorter ser jordbrukaren inte endast till deras förmåga att ge höga skördar, deras s. k. specifika avkastningsförmåga, utan också till deras förmåga att ge en säker skörd. Då olika sorter och växtslag reagerar olika för skilda klimatiska och biologiska inflytelser, kan jordbrukaren avsevärt dämpa totalskördens variation genom att göra växtodlingen mångsidig och ge den en lämplig sammansättning. Beträffande storleksordningen av möjligheterna härför må hänvisas till en undersökning av Hjelm 1 och till den försäkringstekniska utredningen (bil. 1 sid. 259). Hjelms undersökning, som avsåg ett par hundra bokföringskontrollerade gårdar under perioden 1939/40—1952/53, gav vid handen, att variationen i totalskörden per ha på en gård endast var 50 till 70 procent av de enskilda växtslagens variation i skörden per ha. Enligt den försäkringstekniska utredningen, som grundar sig på undersökningar av hektarskördar för ca 400 områden, är motsvarande tal, för ett område med mångsidig växtodling, 65 till 80 procent. En riskutjämnande verkan erhålles också om vid jordbruket, såsom i regel är fallet, bedrivs inte endast växtodling utan också andra produktionsgrenar, såsom husdjursskötsel, trädgårdsskötsel, skogsbruk och bisysslor av skilda slag. Detta beror på att riskerna i de senare produktionsgrenarna 1 L. Hjelm: Avkastningsvariationen som riskfaktor i jordbruket. Meddelande från Jordbrukets utredningsinstitut nr 8, 54.

16 ofta har andra orsaker och medför en annan variation i det ekonomiska resultatet av produktionen. Den ekonomiska trygghet, som riskutjämningen vid en mycket mångsidig växtodling och jordbruksdrift ger, får emellertid vägas mot de ekonomisk; fördelar, som en specialiserad drift kan ge. En specialisering underlättar ju ofta ett effektivt utnyttjande av arbetskraft och maskiner och kan även möjliggöra rationellare anordningar av olika slag, som verkar kostnadsbesparande. De större risker som följer med en specialisering kan sålunda motvägas av en ökad genomsnittlig lönsamhet. Det blir då aktuellt att på andra vägar söka utjämna de ökade riskerna. Även vid en mycket mångsidig jordbruksproduktion kvarstår dock ganska betydande risker genom totalskördens variation. Som illustration härav kan det vara tillräckligt att hänvisa till de svåra skördeskadeåren 1947 och 1955. För utjämning av dessa risker har olika former av skördeskadeskydd diskuterats och prövats. I det följande skall en översikt lämnas över en del sådana former för skördeskadeskydd. Därvid skall behandlas skydd genom sparande, prishöjningar, bidrag, lån och försäkringar. I anslutning till redogörelsen för de olika skyddsformerna beröres tidigare svenska och utländska erfarenheter på området. Skydd genom

sparande

I äldre tider, då jordbruken utgjorde i stort sett slutna hushållningar, innebar en större skördeskada inte blott en intäktsminskning utan också ett hot mot livsmedelsförsörjningen för befolkningen vid jordbruken. Man sökte på den tiden skydda sig mot skördeskador genom en sparsam hushållning, genom lagring och genom uppfödning av ett stort husdjursbestånd under år med stor skörd. Detta naturasparande utgjorde grundskyddet för de enskilda jordbruken. Stundom blev emellertid skadorna så stora att detta skydd inte räckte till. Detta födde tanken på ömsesidig hjälp och gemensam lagring, och olika naturaskyddsförfaranden formades. Skogens ökade värde har under senare tid gett möjligheter att spara kapital som kunnat disponeras vid skördeskador. Genom den vidgade penninghushållningen har nya sparformer skapats. Intäkter av stora skördar har kunnat sparas i form av kontanter, bankbehållningar och värdepapper, vilka tas i anspråk vid förluster i samband med skördeskador. I regel har ett sådant sparande givetvis även haft andra syften. Då samhället numera har övertagit ansvaret för åtskilliga av de risker, som en enskild medborgare är utsatt för, och täcker de ökade kostnaderna härför genom ökade skatter, har behovet av enskilt sparande för att täcka sådana risker inskränkts. Likväl kvarstår för en del medborgargrupper ett stort sparbehov för speciella risker. En stor sådan grupp är jordbrukarna

17 som på grund av det varierande skördeutfallet får en ojämn inkomst. Emellertid medför beskattningsreglerna att de inkomster, som varierar starkt från år till år, i genomsnitt beskattas högre än jämna inkomster, varigenom sparmöjligheterna för dem, som har ojämna inkomster, inskränkts. Detta har aktualiserat frågan om utjämningsförfaranden vid bestämningen av taxerad inkomst. För jordbrukare som deklarerar efter bokföringsmässiga grunder 1 finns vissa möjligheter att vidta s. k. vinstreglerande dispositioner i utjämningssyfte. Detta kan ske genom att variera avskrivningarna och varulagervärderingen. Särskilt erbjuder regeln om s. k. räkenskapsenlig avskrivning, där avskrivningsprocenten får gå upp till 30 procent av tillgångarnas bokförda värde och där även tidigare outnyttjade avskrivningsmöjligheter får utnyttjas 2 , ett underlag för sparande. Bestämmelserna från 1951 om ackumulerad inkomst3 medger vidare en viss skatteutjämning och ger en något högre behållen inkomst, som då kan sparas. Skogskontot tillkommet 19544 är ytterligare en variant av de skatteutjämnande åtgärderna. På detta konto får sättas in intäkter av skogsavverkningar efter vissa regler. De insatta medlen beskattas inte förrän de tas ut från kontot. Det fungerar alltså samtidigt som ett sparkonto och k a n då av en jordbrukare som har skog i viss mån utnyttjas för utjämning av skördeförluster. Under senare år har generellare former i syfte att minska verkningarna av skatteprogressionen vid starkare inkomstväxlingar mera allmänt diskuterats. Förslag om rätt att vid taxeringen dra av tidigare förluster från den aktuella årsintäkten, s. k. förlustutjämning, och om rätt att mera allmänt j ä m n a ut inkomster under olika år, s. k. öppen resultatutjämning, har därvid framförts. Den 10 januari 1957 tillsattes en utredning om resultatutjämning vid beräkning av inkomst av rörelse och av jordbruksfastighet (1957 års skatteutredning). Betydelsen av sådana skattelindrande utjämningsförfaranden behandlas närmare i kap. III (sid. 34).

Skydd

genom

prishöjningar

Skydd mot förluster vid skördeskador kan i viss mån erhållas genom prishöjningar. Vid fri prisbildning uppkommer ofta rent automatiskt prishöjningar i samband med skördeskador. Genom skadorna blir ju skörden lägre. Det lägre utbudet av jordbruksprodukter medför höjda priser. Hur stor prisstegringen blir sammanhänger med importmöjligheterna och förekomsten av utjämningslagring samt med möjligheterna att ersätta skördebortfallet av en viss produkt med andra varor. Undersökningar på svenskt 1 K F 7 dec. 1951 (793) om skyldighet för vissa idkare av jordbruk eller skogsbruk att föra räkenskaper som underlag för taxering. 2 Lag 27 maj 1955 (255) angående ändring i kommunalskattelagen. 3 K F 30 nov. 1951 (763) angående beräkning av statlig inkomstskatt för ackumulerad inkomst. 4 K F 27 mars 1954 (142) om taxering för inkomst av medel som insatts å skogskonto.

2—708143

18 material, som företagits av skördeskadeutredningen 1 , har givit vid handen, att den relativa prisstegringen vid en viss relativ skördesänkning varit betydande för produkter som ej lätt kan importeras, exempelvis potatis och hö. Även för fodersäd har den varit stor, medan den varit starkt begränsad för världsstapelvarorna vete och socker. Efter hand som importmöjligheterna har ökat för jordbruksprodukterna — vilket skett i betydande grad — har prishöjningarnas omfattning minskat. Vid sidan om förbättrade handelsförbindelser och ökad lagerhållning har de statliga prisregleringarna ändrat sambandet mellan utbud och pris. Dessa har ju bland annat haft till följd en prisutjämning. Samma undersökning som ovan anförts har visat, att prishöjningen vid en viss skördenedsättning har varit mindre för vete under jordbrukskalkylens tid än under föregående tidsperiod. För sockerbetor har överhuvud intet samband mellan pris och skörd kunnat påvisas under regleringsperioden sedan 1932. Samtidigt härmed har i prisregleringssystemet efter hand införts vissa kompensationsregler vid starka svängningar i skördeutfallet. Vid skördeskadorna åren 1940 och 1941 medgavs vissa prisstegringar, som kompenserade förluster överstigande 4 procent av jordbrukets totala intäktsvolym. Sedermera infördes den s. k. 4-procentregeln för jordbrukskalkylen som gällt vid intäktssvängningar både uppåt och nedåt. Den har tillämpats vid skördeskador åren 1947 och 1955. Underskotten var under de nämnda fyra åren cirka 13, 7, 8 och 12 procent av totalintäkten beräknad på normal produktionsvolym. Under prisregleringsåren 1956/57 och 1957/58 har en provisorisk anordning, baserad på en ensidig tillämpning av 4-procentregeln, fungerat som skydd för skördeskador. Dessa kompensationsreglers verkningar skiljer sig i vissa avseenden väsentligt från den fria prisbildningens. Vid ett produktionsbortfall för ett enstaka växtslag har den fria prisbildningen reagerat omedelbart — i högre eller lägre grad beroende på marknadsförhållandena — medan bortfallet måste ha varit mycket stort för att ensamt sätta de nämnda kompensationsreglerna i funktion. Vid skördeskador omfattande flera växtslag har vidare inte alltid de kompenserande prishöjningarna lagts speciellt på de produkter, som fått nedsatt skörd, utan fördelats även på andra produkter (i huvudsak på mjölk). Å andra sidan har vid en utlösning av kompensationsreglerna — liksom vid den fria prisbildningen — de hårdast drabbade områdena kunnat få ett ringa stöd genom kompenserande prishöjningar, medan områden med små skador eller utan skador dragit betydande fördelar av dessa. Detta har i prisregleringssystemet stundom lett till, att en del av förlusterna ersatts i andra former än genom prishöjningar, såsom stödlån och bidrag (se nedan). Vad beträffar skyddsmöjligheterna i det nya prisregleringssystem, som infördes hösten 1956, blir dessa utförligt behandlade i kap. III. 1

Dessa undersökningar är redovisade i underbilaga E sid. 286 ff.

19 Skydd genom bidrag Under rubriken bidrag sammanfattas en mängd skyddsformer som alla har det gemensamt att de avser att bereda ersättning för skördeförluster utan skyldighet för den drabbade att återbetala motsvarande belopp. De enklaste formerna är ju grannhjälp och andra enskilda personers bispringande av skördeskadedrabbade. I äldre tider, då skördeskador inte endast medförde ekonomiskt avbräck utan också svält och risk för svältdöd för den drabbade jordbruksbefolkningen, sökte man skydda sig genom att lägga upp gemensamma lager, ur vilka spannmål utlämnades till de mest nödlidande. En intressant form härför var de s. k. sockenmagasinen. 1 Dessa fungerade som en kooperativ skördeskadehjälp, men utnyttjades dessutom som kreditinstitut. Så vitt man vet tillkom de första sockenmagasinen i början av 1700-talet efter litauiska förebilder. Under 1740-talet, 1760-talet och början av 1800-talet var nybildandet intensivast. Men det totala antalet sockenmagasin är föga känt, bland annat beroende på att livslängden för sockenmagasinen var begränsad till ett fåtal år och omsättningen av dem stor. Från 1832 föreligger en uppgift om 989 stycken i 890 socknar, innefattande 71 000 delägare. Under 1800-talets senare del minskade intresset och från 1905 föreligger uppgifter som tyder på att cirka 200 sockenmagasin då fanns kvar. Numera är de helt försvunna. Formerna för sockenmagasinen växlade. Vissa försök gjordes att genomföra enhetliga stadgar för dem med utgångspunkt från mönsterstadgar fastställda av Kungl. Maj :t, men då bildandet var helt frivilligt blev formerna beroende av de lokala intressena. Intresset för sockenmagasinen var framför allt betingat av behovet av skydd mot missväxt. Men då lagren i magasinen kunde lånas ut mot ränta, kunde de därjämte tillgodose en del av det stora behovet av kreditförmedling. Ränteintäkterna fördelades som ränteavkastning till dem som gjort insatserna i magasinen och, då lagren var skyddade mot skatteindrivning, kunde på det sättet ganska stora skattefria vinster erhållas. Det allmänna omdömet om sockenmagasinens verksamhet synes i stort vara negativt. Omfattningen har också som nämnts varit begränsad. Orsakerna härtill torde vara följande. Lagerlokalerna var ofta otillfredsställande, stundom endast kistor i sockenkyrkan, och lagringsförlusterna därför stora. Insatserna var frivilliga och varierade efter vad var och en ville eller kunde bidra. Följden blev att de rika jordbrukarna, i regel de större, som kunde avvara spannmål i vinstsyfte, placerade stora kvantiteter i magasinen. De fattiga, d. v. s. i regel torpare och småbrukare, hade däremot litet att avvara och kunde endast göra små insatser. Ofta behövde de låna och fick då betala betydande räntor (3—6 kappar per tunna, motsvarande 10—20 procent), som ytterligare minskade deras förmåga att göra insatser. Att de rika under 1 Framställningen om sockenmagasinen stöder sig på uppgifter i artiklar av Walter Sjölin, införda i Landskommunernas Tidskrift och Kooperatören 1934.

20 missväxtår fick lämna en viss andel (ofta V4) av sina tillgodohavanden till de fattiga, kunde inte alltid uppväga kreditsystemets ogynnsamma konsekvenser för de fattiga. Under tidsperioder med sällan förekommande missväxt svalnade därför intresset. Det flammade upp främst efter svårare missväxter, d. v. s. i regel för sent. Verksamheten blev ryckig och kunde inte fylla sitt egentliga ändamål, skydd mot skördeskador. Under särskilt svåra skadeår vidtogs hjälpaktioner i form av statligt bekostad spannmålsimport och -utdelning. Exempelvis utlämnades under perioden 1719—1827 sammanlagt 1,9 miljoner dt spannmål från kronomagasinen. Enstaka år kunde utdelningen utgöra någon procent av produktionen. Under 1800-talet ersattes naturahjälpen efter hand med kontantbidrag från den s. k. undsättningsfonden. Dessa maximerades i regel till 50 000 riksdaler sammanlagt under ett år, men kunde enstaka år uppgå till 150 000 riksdaler. Fonden, från vilken tillika räntefria lån utlämnades vid missväxt, uppgick vanligtvis till 1 å 2 miljoner riksdaler. Under 1900-talet har fonden successivt avtappats och uppgick 1 oktober 1957 till 116 000 kronor, varav 20 000 kronor utestående lån. 1 Under senare år har kontanta bidrag för skördeskador åter blivit aktuella i samband med svårigheterna att ersätta skördeförluster genom prishöjningar inom ramen för jordbrukskalkylen. Bidrag har utbetalats vid tillfällen och till belopp som framgår av tabell 1. Tabell 1. Bidrag för skördeskador 1953—55 Arealbidrag

Behovsprövade bidrag För skadeår Antal

Milj. kr.

7 018

4,97

5 018 ca 8 400 1

2,10 3,89*

19 717

20,06

Antal

Milj. kr.

124 812

57,82

Källa: Lantbruksstyrelsen: Lantbruksnämndernas verksamhet. Bidrag till avskrivning på stödlån samma år. Antalet har inte exakt k u n n a t fastställas.

1 Bidragen 1953 finansierades genom besparingar på 1952 års pristillägg för fläsk och på influtna införselavgifter på ost. Bidragen 1954 och 1955 finansierades direkt från statskassan. Bidragen har dels utdelats efter individuell prövning, dels lämnats efter 1 Beträffande förekomst av missväxter se G. Utterström: Jordbrukets arbetare. Levnadsvillkor och arbetsliv på landsbygden från frihetstiden till mitten av 1800-talet. Sthlm 1957. Del 2 bil. 1. Beträffande naturahjälp se K. Åmark: Spannmålshandel och spannmålspolitik i Sverige 1719— 1830. Sthlm 1915. Beträffande undsättningsfonden se S. Stuart och M. Bystedt: Handbok öfver statsverket jemte dertill hörande fonders medelsförvaltning, del I. Sthlm 1909. Fondbeloppet 1957 enligt statskontoret.

21 mera schematiska grunder. 1955 utfördes vissa beräkningar över skördeskador i de 64 naturliga jordbruksområdena. Skadorna bestämdes såsom skillnaden mellan medelskörd, i regel för perioden 1944—53, och årets hektarskörd. Som ersättningsberättigade betraktades områden, som hade över 25 procent skördenedsättning. Jordbrukarna i de områden, som hade 25—30 procents nedsättning, erhöll 25 kr/ha, och jordbrukare i områden med över 30 procents nedsättning erhöll 50 kr/ha. I den definitiva bidragsfördelningen justerades dessa ersättningsregler på åtskilliga punkter med ledning av lokala uppskattningar. Även gränsdragningen mellan olika områden ändrades i vissa fall. 1 Erfarenheterna av detta schematiska system har delvis varit ogynnsamma. Flera omständigheter har medverkat härtill. Jndelningen i områden var för grov. Då man sökte finjustera denna, var m a n hänvisad till att använda gillesombudens skördeuppskattningar för enskilda församlingar, vilka uppskattningar är behäftade med betydande osäkerhet (se därom närmare sid. 102 samt bil. 1 sid. 203 ff). Vidare sammanvägdes skördenedsättningarna för de olika växtslagen med områdenas arealfördelningar. Jordbrukare, som använde en större del av sin areal än som genomsnittligt var fallet i området till de mest skördeskadade växtslagen, fick därför små ersättningar i förhållande till sina förluster. För andra jordbrukare, som odlade endast litet av de skadade växtslagen och därför hade obetydliga förluster, blev arealersättningarna en obefogad extrainkomst. Ett speciellt skördeskadeskydd, som närmast får rubriceras som en bidragsform, är bidrag på grund av älgskador. Enligt jaktstadgan skall gäldas avgifter av den som fäller älg. Dessa avgifter tillföres länsälgskadefonder som förvaltas av länsstyrelserna. Ur dessa fonder lämnas bidrag för ett flertal ändamål, bland annat för skada av älg på »växande eller avmejad men ej inbärgad gröda». 2 I regel skall blott de, som har mindre än 20 ha odlad jord eller mindre än 200 ha annan jord, kunna få bidrag och då endast om de ej genom tillgodogörande av jakträtt eller eljest kunnat hålla sig skadeslösa. Älgavgifterna utgör lägst 15 kronor och högst 100 kronor per fälld älg. Avgifternas storlek fastställes årligen av Kungl. Maj:t på förslag från domänstyrelsen. Det totala avgiftsbeloppet har under senare år uppgått till l1/* miljon kronor årligen. Bidragen har varierat starkt mellan olika år, men har i genomsnitt varit lägre än avgifterna, varför älgskadefonderna vuxit (jämför tabell 2). För reglering av ojämnheter i de enskilda länsälgskadefondernas balanser inlevereras årligen cirka 10 procent (före 1951 25 procent) av inflytande älgavgifter till en särskild älgskaderegleringsfond, som förvaltas av statskontoret. 1 P. M. med förslag till fördelning av subventionsmedel i form av arealbidrag respektive genom anknytning till mjölkinvägningen. Stencil till jordbruksprisförhandlingarna 8.11.55. Statens jordbruksnämnds och Kungl. lantbruksstyrelsens skrivelse till Konungen den 30 maj 1956. 2 K K 1 juni 1951 (298) om älgavgifter m. m.

22 Tabell 2. Älgavgifter m.m. 1944/45—1955/56.

Budgetår

Inflytande älgavgifter

1944/45 1945/46 1946/47 1947/48 1948/49 1949/50 1950/51 1951/52 1952/53 1953/54 1954/55 1955/56

211 237 245 283 307 301 622 800 1 110 1 312 1 283 1 243

LänsälgskaBidrag för defondernas älgskador och utgående jaktvård behållning 189 211 286 195 300 341 577 756 1 064 635 1 377

57 73 66 119 144 128 174 215 263 818 816

1 OOO-tal kronor

Älgskaderegleringsfonden inlevererade avgiftsmedel

överföringar

utgående behållning

53 63 62 73 82 81 93 81 108 130 133 130

57 53 96 38 100 105 94 78 110 8 225 1

32 42 8 43 25 1 0 3 1 123 31 160

Källa: Inflytande älgavgifter och länsälgskadefondernas behållning enligt domänstyrelsen, älgskaderegleringsfonden enligt statskontoret, bidragen en differenspost.

Skydd genom lån Då jordbruksfastigheterna av ålder ansetts som goda realsäkerheter, har möjligheter att belåna dem i regel stått till buds. Jordbrukare som drabbats av svåra skördeskador har därför tidigare kunnat ordna sin likviditetsfråga genom att ta upp lån i bank eller hos enskilda. Under 1930-talets krisår ökade emellertid jordbrukens skuldsättning starkt. Skördeskadorna 1940 ledde till finansiella svårigheter för många jordbruk. Därvid utfärdades bestämmelser om krislån till jordbrukare. 1 Dessa lån hade en del drag gemensamma med de ackords- och stödlån, som under 1930-talet lämnades till jordbrukare, vilka särskilt hårt drabbats av den allmänna jordbrukskrisen. 2 Sålunda kunde lånen till en del (ungefär Va) gäldas genom förbättringsarbeten på den brukade fastigheten. Lånen var räntefria och amorteringstiden fem år efter ett års amorteringsfrihet. Säkerhet behövde inte lämnas. Krislån beviljades för skördeskador 1940 och 1941 till ett antal av 14 600, varav 1/3 enbart i Gotlands, Blekinge och Västerbottens län (se tabell 3). Amorteringsplanen för lånen har inte helt kunnat följas, men avvikelserna är små. Vid slutet av budgetåret 1947/48 (under vilket år de sista amorteringarna skulle ha inbetalats) kvarstod 0,65 miljoner kronor att amortera (6 procent), varjämte cirka 0,20 miljoner kronor (2 procent) fått avskrivas. F r å g a n om speciella lånemöjligheter blev därefter inte aktuell förrän under 1950-talet. Stödlån har beviljats för skördeskador 1950, 1951, 1952, 1954 och 1955. Stödlånen för 1950 års skador hade praktiskt taget samma villkor som de nyssnämnda krislånen. Man tog dock bort möjligheten att 1

KK 14 mars 1941 (138) om krislån till jordbrukare. Se därom närmare Åke Sambergs: Statliga stödlån till jordbruket. Jordbrukets utredningsinstitut medd. nr 6, 1953. 2

återbetala lånen genom förbättringsarbeten men intog i stället redan från början i bestämmelserna en möjlighet till förlängning av amorteringstiden till högst 10 år. 1 För stödlånen till jordbrukare, som 1951 lidit skada genom svartrost m. m., skärptes villkoren genom införande av 4 procent ränta och krav på säkerhet. Å andra sidan ändrades regeln för det högsta lånebeloppet, som tidigare angavs i krontal, till en viss del av skördeförlusten (1951 V2, senare 2 / 3 ). De följande skadeårens stödlån utformades i stort sett efter samma regler som 1951 års stödlån. 2 Amorteringsfriheten ökades dock till två år och i samband därmed infördes räntefrihet för vissa lägre lånebelopp under samma tid. En sammanställning över stödlånebeloppen framgår av tabell 3. Tabell 3. Lån för skördeskador För skadeår 1940 1941 1950 1951 1952 1954 1955 Summa

103 979 17 775 15 820 17 958

7,59 2,71 0,26 3,26 42,95 30,37 63,93

67 235

151,07

14 600

Genomsnittligt lånebelopp kr.

Lånebelopp miljoner kr.

Antal lån

|

|

710 2 560 3 330 2 420 1 920 3 560 2 250

På uppdrag av Kungl. Maj :t avgav lantbruksstyrelsen den 5 mars 1957 ett förslag till vissa lättnader i villkoren för de stödlån, som utlämnats till jordbrukare i anledning av skördeskador under åren 1952, 1954 och 1955. Enligt detta förslag skulle amorteringsfrihet kunna beviljas upp till högst 4 år. Sådan lättnad skulle kunna medges främst »då låntagaren utsatts för upprepade svåra skördeskador eller då han nyligen tillträtt jordbruket eller nyligen måst genomföra mera kostnadskrävande förbättringsarbeten och hans ekonomi i samband därmed utsatts för stora påfrestningar». Vidare skulle amorteringstiden kunna förlängas till 15 år och undantagsvis ännu längre samt anstånd med erläggande av ränta och amortering kunna förlängas något utöver den av riksbanken tillämpade praxisen om sex månaders anstånd. Avskrivning av lånefordran borde kunna ske »när detta är påkallat för att syftet med stödlånet ej skall förfelas». Som förebild har i viss utsträckning avskrivningsreglerna för de statliga studie- och bosättningslånen tjänat. Sålunda skulle man k u n n a medge avskrivning, om låntagaren kan anses »för framtiden ur stånd att återbetala lånet annorledes än efter avyttring av jordbruket eller av för jordbruksdriften nödiga inventarier». Vidare skulle kunna beaktas »angelägenheten av att låntagaren och 1

K K 8 juni 1951 (369) om stödlån till jordbrukare. K K 14 dec. 1951 (766), 19 dec. 1952 (764) ändrad genom 25 nov. 1955 (594), 10 dec. 1954 (723), 25 nov. 1955 (593) om stödlån till jordbrukare. 2

/

24 hans familj får behålla sin bostad och åtnjuta de lättnader i försörjningen som jordbruket kan bereda, om det därigenom kan undvikas att familjen kominer att ligga det allmänna till last». Lättnader av nu nämnda slag skulle beviljas efter fri prövning av riksbanken efter hörande av lantbruksnämnden. Schematiska regler borde ej ifrågakomma. Möjligheten att avskriva lån genom förbättringsarbete avvisades. Till detta förslag som ännu icke behandlats av statsmakterna, återkommer skördeskadeutredningen i kap. VI, där frågan om framtida stödlån och villkoren för dem behandlas. Skydd

genom

försäkring

I Sverige har försäkringar mot skördeskador förekommit endast i vissa fall, då skördeskadeorsakerna kunnat fastställas på ett otvetydigt sätt. Dit hör framför allt försäkring mot hagelskador. Vissa försök har utförts att genomföra försäkringar mot skador av frost och storm vid jordbruk, men de har misslyckats. För trädgårds- och växthusodling förekommer regn-, storm-, hagel- och frostförsäkring. För skog finnes stormförsäkring. Här skall endast hagelförsäkringen för jordbruk närmare behandlas. Det första hagelförsäkringsbolaget bildades 1862. Då startade det ännu befintliga Skåne-Hallands Hagelförsäkringsbolag. Fram till 1900 bildades ytterligare sex länsbolag varav två, Älvsborgs- och Skaraborgsbolagen, finns kvar. 1900 bildades ett riksbolag, Allmänna Hagel, och 1928 tog Skandinaviska Kreatursförsäkringsbolaget (SKFB) upp hagelförsäkringen på sitt program. Under senare år har den totala hagelförsäkringssumman uppgått till 7 å 800 miljoner kronor och den försäkrade arealen till cirka 600 000 ha, varav ungefär 50 procent inom SKFB, drygt 40 procent inom övriga riksbolag och mindre än 10 procent inom länsbolagen. Försäkringsskyddet avser fulla skördevärdet. Skador understigande 100 kg/ha för sädesgröda och 50 kr/ha för annan gröda ersätts ej. Om jordbrukaren låter grödan stå kvar längre än normalt står han ofta en viss självrisk (exempelvis 20 procent av skadan enligt SKFB:s bestämmelser). Premien varierar mellan 0,15 och 1,4 procent av försäkringsvärdet beroende på skaderisken. Potatis och brödsäd har låga risker, oljeväxter höga (3 å 3,5 gånger högre). Norrland har de lägsta riskerna, Örebro län de högsta. 1 Den genomsnittliga premien har under senare år uppgått till 0,4 å 0,5 procent. Vad beträffar skadefrekvensen visar den starka växlingar från år till år. Enligt SKFBrs statistik var 1930, 33, 37, 1941, 48, 1953 och 57 svåra hagelskadeår, de tre sistnämnda med ersättningsbelopp överstigande 0,5 procent av försäkringssumman. Långtidstendensen för förhållandet mellan ersättningsbelopp och försäkringssumma är i starkt stigande, 1 Enligt uppgifter från SKFB bl. a. i Rapport sur 1'assurance gréle en Suéde, l:er congrés international des assureurs contre la gréle. Paris 1951. Skandinaviska Kreatursförsäkringsbolaget 1890—1955. En översikt. Upsala 1955.

25 1930 var detta förhållandetal omkring 0,1 procent, 1955 omkring 0,4 procent. Orsakerna till stegringen är inte fullt klarlagda. Till en del torde den bero på förändringar i hageiför säkringens utbredningsområde och i växtslagssammansättningen. Tillkomsten av skördetröskningen, som medfört att skörden står kvar längre på fälten, och av oljeväxtodlingen, med höga ersättningsbelopp i förhållande till försäkringssumman, anses vara de viktigaste orsakerna under senare tid. Administrationskostnaden uppgår till cirka 25 procent av premien, varav cirka 5 procentenheter utgör värderingskostnad. Per skada har den direkta besiktnings- och värderingskostnaden utgjort 30 ä 50 kronor, motsvarande 4 å 3 värderade skador per dag och lag om två värderingsmän. Vid stigande antal skador inom ett område sjunker värderingskostnaden per skada, beroende på att vissa arvoden till s. k. övervärderingsmän är fasta och resorna kortare. Vid värderingen bestämmes värdet av den skörd som skulle ha erhållits utan hagelskada, och hagelskadan anges i procent av nämnda skördevärde. 1 Om skördevärdet visar sig vara högre än försäkringssumman talar man om underförsäkring och omvänt om överförsäkring. Vid underförsäkring reduceras skadeersättningen med kvoten mellan försäkringssumman och det uppskattade skördevärdet. Överförsäkring ger ingen höjd ersättning. I regel försäkras endast de växtslag, som i någon högre grad utsattes för hagelskador. 1956 infördes emellertid på försök s. k. hagelarealförsäkring för jordbruk med mindre än 20 ha åker. Den har tillkommit för att förenkla premieberäkningen. En viss premie beräknas per ha åker, vari innefattas arealen för alla växtslag inklusive vall och träda. Ersättning utgår för skador på bröd- och fodersäd, trindsäd, oljeväxter, frö av vallväxter, rotfrukter och potatis. Hagelförsäkringsbolagen är i regel anslutna till den s. k. Internationella Hagelskadeföreningen, som anordnar internationella hagelförsäkringskongresser men ej lämnar återförsäkring. En svensk försäkring mot skördenedsättning i allmänhet finns endast i en mycket speciell form, nämligen en försäkring som en konservfabrik erbjuder sina odlare av gurkor. Man har bildat en intressentförening, vars medlemmar utgöres av odlarna och bolaget. De tillskjuter avgifter efter vissa regler till en fond. Odlareavgiften är l /i öre per kg gurkor för den kvantitet som överstiger 6 000 kg per ha. Ersättningarna är så utformade att 20 öre erhålles för varje kg lägre skörd än 4 000 kg /ha, sålunda maximalt 800 kr/ha. Ersättningarnas sammanlagda belopp har väsentligt överstigit avgifterna, varvid förlusterna reglerats genom tillskott från bolaget. x Holger Larsen: Handledning vid värdering av hagelskador. Skandinaviska Kreatursförsäkringsbolaget. Stockholm 1950. Olof Perman: Vägledning vid värdering av hagelskador. Hagelbolagens Förening. Skara 1953.

26 En generell skördeförsäkring, som ger skydd mot skördenedsättning i allmänhet eller mot förluster i anledning av flertalet viktigare skadeorsakor, finns bl. a. i USA, Kanada, Japan, Sovjet och Mexiko. I åtskilliga andra länder har man diskuterat frågan om försäkring och gjort en del försök. Bland de äldsta i den vägen är ett försök av Napoleon III att i Frankrike genomföra en allmän skördeförsäkring. Anslutningen skulle vara frivillig och premierna från jordbrukarna kompletteras med statliga tillskott. Trots motstånd från sin regering genomförde kejsaren projektet 1858 och som grundfond tillsköts en miljon francs. Redan efter tre år blev försäkringsrörelsen oförmögen att betala ut full ersättning för skador och gick ganska snart i likvidation. I USA gjorde redan 1899 ett privat försäkringsbolag i Minneapolis ett försök att erbjuda en skördeförsäkring för spannmål mot viktigare skador. Genom försäkringens konstruktion - ett visst skördevärde per areaienhet garanterades — gavs även skydd mot prissänkning. Detta försök misslyckades liksom en del försök 1917 och senare. 1 Efter en större utredning inom jordbruksdepartementets byrå för jordbrukets ekonomi startades 1939 en statlig skördeförsäkring som reglerades i lag (5 kapitlet i Agricultural Adjustment Act av 1938, sedan 1949 Federal Crop Insurance Act). Försäkringen var frivillig och individuell, premierna avsåg endast att täcka ersättningar medan administrationskostnaderna betalades av staten. Den medförde under sin första verksamhetstid stora förluster (för tiden fram till 1947 cirka 350 miljoner kronor), och hela verksamheten måste rekonstrueras 1947 och 1948. Man begränsade då försäkringen till ett mindre antal kommuner (counties) och sökte därvid undvika områden med stora skaderisker. Vidare medgavs inte försäkring i en k o m m u n med mindre än att en viss procent av jordbrukarna i kommunen tecknade försäkring. Den regionala omfattningen har sedermera successivt utvidgats och uppgår f. n. till cirka 900 av totalt 3 000 kommuner. Det totala antalet försäkringskontrakt uppgår f. n. till cirka 400 000. Som jämförelse kan nämnas att det totala antalet jordbrukare är omkring 5,6 miljoner. Den försiktigare försäkringspolitiken har medfört mindre förluster för försäkringsgivaren, men de har dock sammanlagt uppgått till 90 miljoner kronor perioden 1948— 1956 eller 10 procent av premieintäkten. Därtill kominer statens kostnader för administration, som uppgår till V» a v premieintäkten. Rörelsen omhänderhas av ett särskilt organ inom jordbruksdepartementet, Federal Crop Insurance Corporation (F.C.I.C). Av växtslagen omfattades från början endast vete. Successivt har allt flera växtslag tillkommit, såsom bomull, lin, majs, tobak, bönor och citrusfrukter. Även en kombinerad skördeförsäkring, där flera växtslag samtidigt ingår, har erbjudits sedan 1948. Försäkringsskyddet får inte över1 Se närmare H. Åstrand: Skördeförsäkring i Förenta Staterna. Jordbrukets utredningsinstitut medd. nr 15, 1953.

27 stiga produktionskostnaderna. Som regel beräknas dessa uppgå till mellan 40 och 60 procent av skördens medelvärde. Premierna för detta skydd varierar mellan 2 procent och 35 procent av försäkringsbeloppet. Den högsta premien gäller för vissa nästan ökenartade veteodlande områden i New Mexico. Premien har i medeltal för hela försäkringsverksamheten under senare år utgjort cirka 7 procent och för den kombinerade försäkringen cirka 6 procent av försäkringsbeloppet. Skördens normvärde vid det enskilda jordbruket fastställes med ledning av officiella data för skörden under en längre tidsperiod i den k o m m u n jordbruket ligger. Uppkommande skördeförluster värderas av särskilda tjänstemän genom mätningar och bedömningar på de försäkrade arealerna. Därvid sker även överläggning med jordbrukaren och diskussion uppkommer då ofta, i vilken utsträckning jordbrukaren själv genom försummelse ökat skadans storlek. Bl. a. för att bilda sig uppfattning om dylika omständigheter inspekteras de försäkrade arealerna flera gånger under vegetationsperioden. Stundom k a n t. o. m. fråga uppkomma, i vilken mån jordbrukaren genom sitt val av växtföljd bidragit till skördeskadan. På vad sätt den individuella skadevärderingen kan ha bidragit till försäkringens förluster behandlas utförligt i bil. 1 (bl. a. sid. 173) och beröres även i kap. IV (sid. 42). I Canada finns sedan 1939 en särskild lag, lagen om hjälp till jordbruket på prärierna (Prairie F a r m Assistance Act, P.F.A.A.). Med stöd av denna lag uttages en obligatorisk avgift av 1 procent av värdet på allt försålt vete, råg, korn och havre från prärieprovinserna Manitoba, Saskatchewan och Alberta och området kring the Peace River i British Columbia. Veteodlingen dominerar jordbruksdriften i dessa provinser och många jordbruk har vete på största delen av sin areal. Torka är den viktigaste skadeorsaken och vissa år blir skördarna katastrofalt låga. Sålunda var skörden för vete i Saskatschewan 1937 inte mer än 1,8 dt per ha. Ersättning utgår då skörden understiger 6 dt per ha. Vid skörd mellan 3 och 6 dt per ha är ersättningen 20 kr/ha och för lägre skörd 30 kr/ha. Premierna har hittills inte täckt ersättningarna utom i Manitoba, där ett överskott på 40 procent erhållits perioden 1939—54. En utredning som tillsattes för att undersöka orsakerna till detta överskott fann, att överskottet var rent tillfälligt. Om försäkringen i stället hade startat 1926, skulle överskottet förbytts i ett underskott. 1 Totalt för samtliga deltagande provinser har staten tillskjutit ungefär lika mycket som hela premieintäkten under den nämnda perioden. Ersättning utgår vid skador på grund av torka, översvämning, hagel, frost samt gräshoppor och vissa andra insekter. Till grund för beräkning av ersättningsbeloppen ligger skörden för vete i ett s. k. block (geografiskt rektangulär enhet med cirka en kvadratmils y t a ) . Går skörden inom ett sådant område under en viss gräns, får alla jordbrukare i området bidrag, vare sig skörden på deras jordbruk är hög eller låg. Bidrag utgår 1

Report of the Manitoba crop insurance commission. Manitoba 1954.

28 inte endast för vete utan också för alla övriga grödor samt därjämte för obesådda arealer. Ersättningen är maximerad till 1 500 kronor per jordbruk, då veteskörden är mellan 3 och G dt/ha, och till 2 500 kronor per jordbruk, då skörden är lägre än 3 dt/ha. Den kanadensiska försäkringen är alltså ett exempel på ett obligatorium med schematiska regler på grundval av en enkel skördeuppskattning områdesvis. I Japan infördes 1939 ett statligt-kommunalt skördeförsäkringssystem. Jordbruket bedrivs där på mycket små lotter. 70 procent av jordbrukarna har mindre totalareal än 1 ha och som regel är denna areal fördelad på 3—4 fält, i vissa fall på ända upp till 20 fält. Försäkringen avser varje enskilt fält och ulgår oberoende av om ägaren fått full skörd på andra av sina fält. Det är inte den enskilde som tar försäkring utan en kommunal försäkringsförening. E n sådan kan tillkomma genom majoritetsbeslut inom kommunen eller genom centrala myndigheters åtgöranden. Har beslut fattats om bildande av en försäkringsförening, blir medlemskap obligatoriskt för alla jordbrukare inom föreningens verksamhetsområde. Organisationen omfattar cirka 10 000 sådana föreningar, fördelade på 47 länsorganisationer, i vilka de enskilda föreningarna är delägare. Staten ger återförsäkring åt länsorganisationerna. Försäkringarna omfattar ris, korn, vete med flera grödor samt silkesmaskkokonger. Försäkringen täcker normalt ungefär 20—30 procent av saluvärdet och kostade för risodlingarna i medeltal under perioden 1947—51 4,9 procent av försäkringssumman. Motsvarande siffra för kokonger var 6,5 procent. Premierna betalas till en del av jordbrukarna och i övrigt av köparna av produkterna i form av en avgift. Staten bär en väsentlig del av förvaltningskostnaderna och måste också lämna avsevärda direkta bidrag till skadeersättningar. Av ett totalt utbetalt försäkringsbelopp på 1 849 miljoner yen uppges staten ha betalt 1 097 miljoner yen. Om skadan på ett enskilt fält inte uppgår till 40 procent av medelskörden för en försäkringsförenings område, utgår ingen ersättning. Vid ersättningsberäkningen uppdelas skadan i fem procentintervall, och ersättning beräknas som viss procent av den förlustdel som faller på varje intervall. Dessa ersättningsprocenter framgår av tablå: Skada i procent av medelskördevärdet Ersättning i procent av förlusten inom interval let

0—39 40—49 0,0

17,5

50—69

70—89

90—100

47,5

77,5

100,0

Enligt förordningar av 1947 och 1949 har systemet kompletterats med möjligheter till frivillig försäkring. Det är nära sammanknutet med upplysnings- och undervisningsverksamhet bland jordbrukarna, och man strä-

29 var till att organisationen i olika avseenden skall bli ett organ för inbördes stöd och samarbete jordbrukarna emellan. Genom att den japanska skördeförsäkringen avser enskilda fält, kräver den relativt sett mer omfattande skördeskadebedömning än den amerikanska skördeförsäkringen. Å andra sidan är ersättningsberäkningen mera schematisk. Vidare utnyttjas inte de möjligheter till ett förbilligande av försäkringen genom skördeutjämning, som kunde erhållas, om alla fält tillhöriga viss brukare försäkrades gemensamt. Sannolikt skulle dock denna vinst vara liten, då flertalet brukare har ett fåtal fält och bevattningssystemen skapar mycket likartade tillväxtbetingelser för fält, tillhöriga ett och samma system. Sovjetunionen införde 1922 ett statligt försäkringsmonopol, »Gosstrach» (Gosudarstvennoje strachowanie). Det administreras av en byrå inom finansdepartementet i Moskva. Skördeförsäkring är obligatorisk för alla på åker odlade grödor. Detsamma gäller för trädgårdsodlingar och växthus liksom för fruktträdgårdar. Försäkringen täcker endast en del av totala värdet. Detta delvärde fastställes av myndigheterna och är högst för statsegendom, något lägre för kolchoser och lägst för privat jordegendom. I sistnämnda fall anpassas delvärdet efter ägarens förmögenhetsförhållanden på så sätt att försäkringsskyddet sjunker med stigande förmögenhet. Med premierna förhåller det sig tvärtom — de är i vissa fall dubbelt så höga för enskilda jordbrukare som för deras kolleger i kolchosen. Försäkringarna täcker som regel endast kvantitativa skador. För tobak ersattes även kvalitativa skördeskador. Man kan komplettera den obligatoriska försäkringen med en frivillig sådan. Sammanlagda försäkringsskyddet får dock icke överstiga en viss högsta gräns, som för spannmål är cirka 50 procent, för fruktträdgårdar och vingårdar cirka 40 procent och för grönsaker omkring 30 procent av verkliga värdet. Ersättning utbetalas endast om det kan visas, att jordbrukarna inte försummat några åtgärder för att få en så god skörd som möjligt. Det obligatoriska försäkringssystemet är sammankopplat med upplysnings- och undervisningsverksamhet i skadeförebyggande syfte. I Mexico infördes 1955 en skördeförsäkring efter förebild av F.C.I.C. i USA. Dess officiella benämning är »Seguro Agricola Intergral de la Cosecka Minima». Försäkringen omhänderhas av ett dussin sakförsäkringsbolag sammanslutna till ett förvaltningsråd, i vilket även representanter från regeringen ingår. Den är frivillig på ungefär samma villkor som den amerikanska försäkringen men uppges komma att ställas som krav från olika långivares sida för beviljande av krediter till enskilda jordbrukare. Den har till en början fått en begränsad omfattning och är huvudsakligen erbjuden i bomullsdistrikten. Försäkringen skyddar mot vissa angivna skadeorsaker och lämnas för de viktigare produktslagen. Försäkringsskyddet avser produktionskostnaden. Premien varierar mellan 3 procent och

30 9 procent av nämnda kostnad. Förluster mindre än 5 procent av försäkringssumman ersattes icke. De nu anförda exemplen på skördeförsäkring har givit vid handen, att försäkringsformerna anpassats till de olika ländernas speciella agrarförhållanden och, vad beträffar Sovjetunionen, även dess politiska förhållanden. Försäkringarna har icke i något land funnits så länge, att man med säkerhet k u n n a t erhålla en utjämning i tiden mellan premier och ersättningar. Flertalet skördeförsäkringar är av obligatorisk natur. Det viktiga undantaget är skördeförsäkringen i USA.

KAPITEL III Val a v s k y d d s f o r m e r

Skördeskadeskydd inom det nya prissystemets ram Enligt direktiven för utredningen borde i första hand undersökas det lämpligaste sättet att åstadkomma en skördeskadeutjamning inom ramen för de årliga prisöverenskommelserna mellan staten och jordbrukets förhandlingsdelegation. Det nya prissystemet från 1 september 1956 grundar sig emellertid på fleråriga överenskommelser och på ett förfarande som inom sig svårligen kan lämna utrymme för en skördeskadeutj amning. Även om detta synes framgå av det nya prissystemets konstruktion (beskrivet annorstädes, såsom i Kungl. Maj :ts prop, nr 198/1955) har det för utredningen framstått som angeläget att närmare klargöra varför det förhåller sig så. De principiella synpunkter som därvid anläggs är nämligen av viss betydelse för valet av skyddsformer. Då det gäller att bedöma, vilka möjligheter som finns att inom ramen för det nya prissystemet få till stånd ett effektivt skydd mot förluster på grund av skördeskador, må först erinras om att prissystemet ger ett betydande utrymme för direkta inflytelser av världsmarknadspriserna på de inhemska jordbrukspriserna. Principen för systemet är ju att det inhemska priset inom vissa fasta prisgränser skall utgöras av världsmarknadspriset med tillägg av en fast importavgift. Därmed har i stor utsträckning inflytandet av den inhemska produktionens storlek på priset begränsats. En skördeskada, som t. o. m. i väsentlig grad minskar jordbrukarnas utbud, leder i regel icke till en prishöjning, om produktionsbortfallet utan svårighet k a n ersättas genom import och importavgiften är oförändrad. Om förluster i anledning av skördeskada skulle kompenseras genom prishöjningar, bleve det nödvändigt att ändra systemet så att de fasta importavgifterna kunde byggas på med tillfälliga sådana och de övre prisgränserna i samband därmed göras rörliga. Sådana kompletteringar skulle emellertid bryta mot systemets principer. Sambandet i det nya systemet mellan den inhemska produktionens storlek och priset växlar dock för skilda varugrupper. För de jordbruksvaror, varav produktionen understiger det inhemska avsättningsutrymmet och som därjämte har en internationell marknad, saknar den inhemska produktionens variationer helt inflytande på priset. Till denna grupp hör för närvarande bland växtprodukterna socker. (Genom att en prisregleringsfond

bildats av inflytande importavgifter för socker, vilken kan användas till prisstöd åt sockerbetor, kan priset på denna vara påverkas av produktionens omfattning, oaktat den inhemska produktionen understiger behovet.) Bland animalierna må nämnas kött. För de varor, som vid normal eller stor skörd produceras i överskott, och för dem, som inte har någon internationell marknad, påverkar produktionens storlek den inhemska prisbildningen. Eftersom den inhemska prisnivån ligger högre än den utländska måste ett överskott exporteras med förlust. Förluster av detta slag täckes delvis av importavgiftsmedel, men då dessa måste bli små för varor som produceras i överskott, får huvuddelen täckas genom avgifter på inhemsk produktion, vilka sänker odlarpriset i motsvarande grad. Under senare år har överskott förekommit för brödsäd, foder säd, oljeväxter och potatis. Såvitt dessa blir bestående vid normal eller stor skörd, kommer skördeskada att medföra mindre relativa prishöjningar genom att behovet av avgiftsmedel för täckande av exportförluster då minskas. Gruppen jordbruksprodukter, som inte har någon nämnvärd internationell omsättning, är i Sverige inte stor. Den viktigaste varan är hö, som inte ingår i prissystemet. Dess marknadspris kan väntas även framgent bli starkt påverkat av produktionen, men då försäljningen är obetydlig i förhållande till totalproduktionen, har denna rörlighet liten betydelse som skördeskadeskydd. Vad nu sagts har avseende på de varukvantiteter som omsätts på marknaden. Emellertid används en mycket stor del av fodervarorna i den egna animalieproduktionen. I fråga om denna del får man i stället studera animaliernas prisförhållanden. Det kan då konstateras att för flera animalier för närvarande råder överskott, såsom för smör, fläsk och ägg. Om fodertillgången minskar och animalieproduktionen till följd härav går ned måste detta, på sätt som närmare angivits i föregående stycke, leda till prishöjningar eller mindre prissänkningar än eljest. Effekten på priset torde emellertid vara svagare än för de marknadsförda växtprodukterna, dels därför att överskotten på animalier i relation till produktionen är mindre än på växtprodukter, dels därför att minskad inhemsk fodertillgång kan kompenseras av ökad foderimport. Det nya prissystemet för jordbruksprodukter ger sålunda i praktiken i sin nuvarande utformning ett synnerligen begränsat skördeskadeskydd. Som förut nämnts, skulle en komplettering av detsamma för att öka skyddseffekten strida mot systemets principer. Dessutom skulle krav sannolikt ställas på att prishöjningar under skadeår, åstadkomna genom särskilda prisreglerande åtgärder, skulle motsvaras av prissänkningar under år med stor skörd. Man skulle alltså behöva tillfälligt sänka importavgifter och prisgränser under år med stor skörd. Det är uppenbart att en sådan ordning skulle i hög grad komplicera systemet. Skördeskadeskyddet måste av nu nämnda skäl tillgodoses i annan ordning vid sidan om prissystemet. Detta innebär emellertid inte att man

33 helt måste avstå från prisregleringsapparaten som hjälpmedel vid ordnandet av ett grundläggande skördeskadeskydd i annan form. Till denna fråga återkommer kommittén i kap. IX rörande skördeskadeskyddets finansiering (sid. 124). Skördefölsäkring Som en andra möjlighet att anordna ett skördeskadeskydd har direktiven för utredningen angivit någon form av försäkring. Med hänsyn till vad som ovan anförts om det nya prissystemet och dess verkningar inriktade skördeskadekommittén redan från början sina ansträngningar på att undersöka denna möjlighet. Kommittén har därvid främst siktat på ett skyddssystem i vilket deltagarna genom erläggande av premier eller avgifter får rätt till ersättningar, då de lider förluster av skördeskador. Ett sådant system benämnes i det följande skördeförsäkring (beträffande teminologin se närmare bil. 1 sid. 147). För att lösa de med en skördeförsäkring förenade tekniska frågorna har kommittén låtit företa en försäkringsteknisk utredning vilken ingår i bil. 1 till utredningen. Den lösning av försäkringsfrågan, som denna utredning behandlar, förutsätter en obligatorisk anslutning till försäkringen. Då kommittén ansett det angeläget att även undersöka möjligheterna till en försäkring i frivilliga former, har den låtit företa en särskild utredning härom (bil. 2). På grundval av dessa utredningar har kommittén utformat förslag till skördeförsäkringens teknik i kap. IV. Formerna för anslutningen till försäkringen behandlas i kap. V, varvid ett förslag till obligatorisk anslutning och ett till frivillig anslutning framlägges. Av skäl som närmare utvecklas i kap. IV måste skördeförsäkringen göras i viss mån schematisk i fråga om skadevärdering och därmed även i fråga om ersättningarna. Enligt det förslag till skördeförsäkring som framlägges baseras skade- och ersättningsberäkningarna på områdesvisa skördeuppskattningar för de viktigare växtslagen och på de enskilda brukningsenheternas arealer av de grödgrupper dessa växtslag representerar. Då antalet skördeuppskattningsområden förutsattes bli stort, cirka 400, kan försäkringen bli väsentligt effektivare än ett system, där ersättning för skador bereds genom prishöjningar eller mer eller mindre generella pristillägg. Likväl måste försäkringens effektivitet bedömas bli otillräcklig i en del fall, då den inte kan beakta olikheterna i skörd för enskilda växtslag mellan brukningsenheterna inom ett sådant område. Eftersom dessa olikheter framträder även vid en välgjord områdesindelning, har kommittén funnit det nödvändigt att överväga skyddsformer, som kan komplettera skördeförsäkringen i de fall de individuella skadorna inom ett område avsevärt avviker från genomsnittet för området. Dessa skyddsformer, som i främsta rummet avser skördeskadelån, behandlas i kap. VI. Utformningen av den administrativa apparat, som krävs för att handha 3— 708113

34 skördeförsäkringen behandlas i två kapitel, varav det ena, kap. VII, berör organisatoriska frågor i samband med premier, ersättningar m. m. och det andra, kap. VIII, berör frågor i samband med en utvidgad skördeuppskattning. På grund av skördeskadornas oregelbundna uppträdande i tiden vållar finansieringen mycket stora problem. Även om premier och avgifter utformas så att de på lång sikt täcker ersättningarna är finansieringsproblemet därmed icke löst, eftersom enstaka katastrofal' kan ställa så stora anspråk på medelsbehovet att särskilda fonder och återförsäkringsgarantier erfordras. Dessa frågor behandlas i kap. IX, som även upptar frågan om administrationskostnadernas finansiering. Andra skyddssystem I direktiven har angetts att det bör övervägas om det under speciella omständigheter, t. ex. vid katastrofartade skador och vid svag ekonomisk ställning för den skadedrabbade, kan finnas behov av särskilda stödåtgärder i form av lån och bidrag vid sidan av skördeförsäkring. I direktiven har sålunda dessa skyddsformer betraktats som möjliga kompletteringar till ett grundskydd. Kommittén har funnit att visst sådant behov finns och har, såsom nämnts ovan, i enlighet därmed i kap. VI framlagt förslag om bl. a. lån som komplement till en skördeförsäkring. Emellertid har frågan varit uppe, huruvida man icke skulle kunna mer eller mindre helt basera grundskyddet på här avsedda andra stödformer än försäkring. Därvid har särskilt diskuterats ett grundskydd i form av en kombination av lån och vissa — i direktiven ej nämnda — skatteutjämnande regleringsförfaranden, som benämnts skördeskadekonto och resultatutjämning. I särskilda fall skulle ett så konstruerat grundskydd kunna kompletteras med bidrag. Kommittén har under arbetets gång även tagit del av förslag med liknande syfte. Bland annat har Sveriges Lantbruksförbund och Riksförbundet Landsbygdens Folk i skrivelse den 28 januari 1956 hemställt, att utredningen skulle överväga möjligheterna till dels ett system för självhjälp, dels stödlån med speciella bestämmelser rörande amorteringarnas beskattning. Vad först beträffar frågan om skatteutj ämnande regleringsförfaranden har utredningen övervägt utformningen av ett s. k. skördeskadekonto. Hur utredningen tänkt sig ett sådant konto framgår närmare av kap. VI (sid. 88). Skördeskadekontot skulle möjliggöra skattefria insättningar, vilka endast skulle få uttas vid skördeskador och då beskattas. Frågan om resultatutjämning behandlas f. n. av en särskild utredning, 1957 års skatteutredning. Då skördeskadeutredningen ansett det ligga utanför dess uppdrag att n ä r m a r e undersöka och framlägga förslag rörande beskattningstekniska spörsmål, har utredningen begränsat sig till att meddela sina synpunkter på ett skördeskadekonto och på ett resultatutjämningsförfärande till n ä m n d a kommitté att tagas i övervägande vid dess arbete.

35 Vid diskussion av frågan, huruvida ett skördeskadekonto eller ett resultatutjämningsförfärande skulle lämpa sig som det ena ledet i ett grundskydd mot skördeskador, har utredningen funnit värdet därav för jordbruket vara begränsat. Även vid de skattelättnader, som kan erhållas vid tillämpning av dylika förfaranden, torde det för den enskilde vara svårt att bilda tillräckligt stora fonder för att möta skördeskador av katastrofartad natur. Ett system, där varje enskild brukare själv skyddar sig mot risker härför, måste vidare kräva en långt större sammanlagd fondbildning än ett system med en ömsesidig riskutjämning och en gemensam utjämningsfond, d. v. s. ett försäkringssystem. En försäkring bygger just på att många små premiebelopp omvandlas till relativt få stora ersättningsbelopp åt dem som drabbas av risken (bil. 1 sid. 163). Därigenom minskas fondbehovet väsentligt. Medan ett skördeskadekonto avser att underlätta ett sparande till skydd mot förluster av skördeskador, möjliggör ett resultatutjämningsförfärande ett ökat sparande oavsett ändamålet. Ett begagnande av det senare förfarandet innebär, att skyddsbehovet mot skördeskador kommer att få konkurrera med andra behov om de sparade medlen. Å andra sidan torde exempelvis ett resultatutjämningskonto framstå som väsentligt mer lockande än ett skördeskadekonto just genom den friare uttagningsrätten och skulle därför få en relativt större användning. Utredningen är av den uppfattningen att användningen av skatteutjämnande regleringsförfaranden som skördeskadeskydd kommer att bli begränsad hur dessa än utformas. Skattelindringen i samband med utjämningen kan nämligen väntas bli av betydelse främst i fråga om inkomster, som drabbas av stark skatteprogression. Sådant förhållande gäller framför allt för högre inkomsttagare med starkt varierande inkomster, exempelvis brukare av större kreaturslösa egendomar. Vill man ge möjlighet till resultatutjämning inom jordbruket oberoende av anledningen till inkomstvariationen, tvingas man vidare sannolikt att ställa relativt höga krav på bokföringsunderlaget vid de jordbruk som vill utnyttja denna möjlighet. Det är välkänt att endast ett begränsat antal jordbruk, främst de större, har en regelbunden bokföring. Om ett skatteut jämnande regleringsförfarande skall göras tillgängligt även för jordbruk utan bokföring, kommer m a n troligen över till kontoförfaranden med begränsad uttagningsrätt, knuten till ändamålet med uttaget. Även för de brukare, för vilka ett regleringsförfarande av nu nämnt slag skulle ha en betydande skattelindrande effekt, kommer detta förfarande inte att alltid kunna fungera som skydd mot skördeskador. Under den första tiden av systemet innan tillräckliga sparmedel hopsamlats liksom för nyetablerade jordbrukare måste andra vägar beträdas till skydd mot större skördeskador och då närmast lånevägen. Sammanfattningsvis skulle ett skördeskadekonto eller ett resultatutjäm-

ningsförfarande kunna vara av betydelse som skydd mot skördeskador främst för jordbrukare med höga och starkt varierande inkomster. Denna funktion skulle förfarandet dock kunna fylla först ett antal år efter dess tillkomst och för nyetablerade jordbrukare först ett antal år efter nyetableringen. Frågan är därnäst, om man genom att kombinera ett skördeskadekonto eller annat regleringsförfarande av ovan antytt slag med lämpliga låneformer skulle kunna åstadkomma ett tillräckligt grundskydd. Med hänsyn till vad ovan nämnts skulle lånemöjligheter företrädesvis erfordras vid skördeskador under de första åren av ett sådant skyddssystem och på längre sikt för nyetablerade och mindre jordbrukare. Dock skulle sannolikt vid skördeskador av katastrof artad natur åtskilliga av de jordbrukare, som genom skördeskadekonto eller på annat sätt beretts särskilda möjligheter att spara ihop medel, inte heller på längre sikt kunna möta förlusterna utan lånehjälp. Enligt utredningens mening skulle det komina att erfordras en betydande lånefond för att täcka dessa behov. Åtminstone under de första åren av skyddssystemet skulle lånebehovet kunna bli väsentligt större än det som hittills uppträtt under 1950-talet, eftersom jordbruket ju kommer att sakna det skydd som den s. k. 4 %-regeln utgjort. Det kan här erinras om att lånen hittills, under innevarande decennium, bortsett från de lån, som kommer att beviljas i anledning av 1957 års skördeskador, sammanlagt uppgått till 140 miljoner kronor. Det är sålunda troligt att lånefonden skulle behöva uppgå till flera hundra miljoner kronor. Om skördeskadorna i stor omfattning skulle ersättas genom lån, skulle alltså jordbruket komma att belastas med en betydande extra skuldbörda. Utgifterna för amortering och ränta skulle i sådant fall minska möjligheterna till insättningar på skördeskadekonto och till annat sparande i syfte att uppnå skydd mot framtida skördeskador. Det har visserligen framförts förslag om att motverka dessa olägenheter. Sålunda anföres i den tidigare nämnda skrivelsen bl. a. följande: »För att ur skattesynpunkt ställa de jordbrukare, som av en eller annan anledning behöva utnyttja utlåningsfonden, i samma läge som jordbrukare, vilka haft möjligheter att göra avsättningar till resultatutjämningskonto, borde gälla, att lån, som erhållas från utlåningsfonden, skola upptagas såsom inkomst det år de ställas till jordbrukarens förfogande, medan han å andra sidan bör få rättighet att göra avdrag i sin inkomstdeklaration för amortering under de år medlen återbetalas till fonden. Organisationerna äro väl medvetna om att en dylik ordning är stridande mot nu gällande beskattningsregler, men med hänsyn till den stora betydelse en sådan ordning skulle få för av skördeskador drabbade jordbrukare, vilka icke ha medel innestående å resultatutjämningskonto, synes frågan om på detta område ändrade beskattningsregler böra noggrant övervägas. Möjligheter torde, om så erfordras,

finnas att begränsa skattereglerna som ovan föreslagits till att gälla endast ifråga om statliga skördeskadelån.» Utredningen har redan uttalat, att utarbetande av förslag till sådan ändring i beskattningsreglerna, som i skrivelsen framföres, ligger utanför utredningens uppdrag. Vad sedan beträffar utredningens uppfattning om värdet av en sådan ändring i syfte att minska bördan av skördeskadelånen, får utredningen peka på att verkan av de ändrade skattereglerna, liksom ifråga om resultatutjämningen, kommer att variera avsevärt mellan olika jordbruk. Sålunda kan skattelättnaderna, som förut nämnts, bli väsentliga framför allt vid jordbruk med stora och starkt varierande nettointäkter, exempelvis större kreaturslösa jordbruk. Vid jordbruk med mera jämna nettointäkter, såsom vid mindre jordbruk där brukaren själv svarar för huvuddelen av arbetsinsatsen och vid jordbruk med kreatur, skulle skattelättnaden endast i liten utsträckning bidra till att minska skuldbördan. Då antalet jordbruk av den förra typen är litet i förhållande till jordbruk av den senare typen, skulle den föreslagna ändringen i beskattningsreglerna bli av begränsad betydelse i skyddshänseende. De ändrade beskattningsreglerna skulle dessutom, om de begränsas att gälla endast skördeskadelånen, medföra risk för missbruk av lånemöjligheten bland de jordbruk för vilka skattelättnaden kan bli stor. Detta förhållande skulle framtvinga en rigorös granskning av lånebehovet hos de lånesökande med höga administrationskostnader som följd. Utredningen har även övervägt andra vägar att mildra verkningarna av en stor börda av skördeskadelån. Vad gäller amorteringarna har för de stödlån som hittills utbetalats fastställts vissa amorteringsplaner med lika amorteringsbelopp varje år. Under amorteringstiden åligger det således låntagarna en årlig fast utbetalning. Skulle under denna period åter inträffa skördeskador, måste kanske nya lån tas upp bland annat för att täcka amorteringen på det föregående lånet. Det är ju vad som inträffat under 1950-talet och som medfört behov av uppskov med amorteringar och av förlängd amorteringstid. Råkar skördeskadeåren komma tätt, blir risken för ständigt ökad skuldbörda avsevärd och låntagarnas solvens äventyras. En betydelsefull förbättring skulle vara, om man kunde sätta amorteringsbeloppen i relation till skördeutfallet, så att vid nya skördeskador amorteringen inställdes medan den vid stor skörd sattes till ett högre belopp. En sådan amorteringsplan skulle emellertid medföra ett stort administrativt arbete, då det skulle bli nödvändigt att varje år för beräkning av årets amortering fastställa såväl om skördeskador inträffat som i sådana fall, dessas storlek. Det administrativt-tekniska förfarande, som skulle behövas i detta fall, torde sannolikt kräva en omfattande administrativ apparat. Man måste ju då ha dels en skördeuppskattning, dels en låneprövning, dels en amorteringsprövning.

38 Sammanfattningsvis vill utredningen i denna del anföra, att den inte lyckats finna några lämpliga låneformer, som skulle kunna kombineras med skördeskadekonto eller annat sparstimulerande regleringsförfarande till ett grundskydd mot skördeskador. Ett ytterligare sätt att ordna ett skördeskadeskydd k a n diskuteras, nämligen bidragsformen. Rent tekniskt kan lämpliga bidrag utformas både för grundskydd och komplementskydd. Det är exempelvis möjligt att skapa ett grundskydd i form av en bidragsfond som — under beaktande av utredningsdirektiven — finansieras av hela jordbruket gemensamt. Statliga bidrag skulle då närmast utgå som en speciell hjälp till jordbrukare, som drabbats av mera katastrofartade skador och har en svag ekonomisk ställning. Man skulle kunna undgå större delen av den kritik, som förekommit mot tidigare fördelningar av bidrag, exempelvis genom att för bidragen i grundskyddet använda liknande regler och en likartad administrativ apparat, som föreslås för beräkningen av ersättningarna i en skördeförsäkring. Skillnaden gentemot en skördeförsäkring skulle framträda främst ifråga om finansieringen, som i stället för med premier strängt knutna till den enskilde jordbrukarens skaderisker skulle kunna tänkas ske exempelvis med medel i form av avgifter på levererade produkter, överskott i för jordbruksnäringen gemensamma kassor och fonder, restitutionsmedel och liknande. En sådan finansieringsväg torde vara framkomlig på kort sikt och då det gäller att tillfälligt lösa ett medelsproblem i samband med skördeskador. Vägen har ju också tillämpats vid tidigare tillfällen (se kap. II sid. 20). Emellertid måste man vid en mera permanent anordning av sådan typ bilda sig en så exakt uppfattning som möjligt om skördeskadornas omfattning och lokalisering, om bidragsfondens storlek och om medelsbehovet på lång sikt för skördeskadebidrag o. s. v. Detta innebär att en diskussion om bidrag som grundskydd slutar i frågeställningar av rent försäkringsteknisk natur. Det har då framstått som mera ändamålsenligt att angripa problemet om ett permanent skördeskadeskydd från den försäkringstekniska sidan och sedan det lösts undersöka i vilka avseenden bidragssynpunkter bör anläggas.

KAPITEL IV Skördeförsäkringens teknik

På en skördeförsäkring bör ställas det kravet, att den icke endast skall ge samma skydd som fyraprocentregeln i det gamla prissystemet, d. v. s. träda i tillämpning, när den genomsnittliga skörden för riket är avsevärt lägre än normalt, utan även att den därutöver skall ge skydd mot förluster av skördeskador, som drabbar lokalt utan att medföra sådan genomsnittlig effekt. Försäkringen bör i allt väsentligt täcka större förluster av skördeskador som har en viss utbredning områdesvis. Ett önskemål vore naturligtvis att försäkringen kunde täcka individuella skördeskador. Det har emellertid inte lyckats utredningen att utforma en försäkring, som till rimliga kostnader skulle kunna tillgodose detta önskemål. Av skäl som närmare redovisas nedan har utredningen nödgats bestämma sig för ett system, där ersättningsberäkningen grundas på hektarskördeuppskattningar för vissa områden. Hur fin områdesindelning som därvid kan komma ifråga beror på kostnaderna att verkställa skördeuppskattning för mindre områden och på möjligheterna tillämpa den äldre skördestatistiken för samma områden. De begränsningar, som i dessa avseenden måste iakttas, medför att försäkringen icke kan täcka en del mindre eller mycket lokala skador. I den mån sådana skador kan åsamka den enskilde större förluster än han kan bära, k a n det komma att erfordras andra skyddsformer som komplement till en försäkring. Som nämnts tidigare tar utredningen upp frågan härom särskilt (kap. VI). Försäkringen bör gälla för flertalet förekommande skadeorsaker och för flertalet grödor av större ekonomisk betydelse. Den bör med andra ord utformas som en allrisk-försäkring. Det innebär att den i princip kommer att avse även skador av speciell natur mot vilka det redan finns möjligheter att erhålla skydd, exempelvis hagel- och älgskador. Därvid uppkommande avgränsningsfrågor behandlas i slutet av detta kapitel (sid. 00). Som utvecklas närmare i kap. V bör alla jordbrukare, som har behov av ett skydd mot förluster på grund av skördeskador, beredas tillfälle att delta i skördeförsäkringen. Man bör därför sträva efter en så vitt möjligt total anslutning av dessa. Väsentliga villkor för att försäkringen skall k u n n a ges en allmän anslutning är å andra sidan att skyddet är lämpligt avvägt mot behovet och att premierna icke ter sig avskräckande stora i jordbrukarnas budget.

40 Vidare bör administrationskostnaderna för försäkringsskyddet binda så små resurser som möjligt i förhållande till värdet av detta. Med utgångspunkt från vad nu sagts framlägges i det följande förslag till principer för bestämningen och värderingen av skördeskadorna samt för beräkningen av ersättningarna och premierna. 1 Skördeuppskattning

och skadebedömning

(bil. 1 kap. 1 och 8).

Med hänsyn till att skördeskadeskyddet bör vara en allriskförsäkring har frågan om orsakerna till en skada ett begränsat intresse. Det är för övrigt, för att anföra ett exempel, ogörligt att beräkna hur mycket en viss tids torka nedsatt skörden. Detta beror på att samspelet med andra tillväxtfaktorer, såsom näringstillstånd, jordart, klimatet under övriga delar av året o. s. v., är mycket komplicerat. Utredningen förordar på grund härav en mycket enkel metod för skadebestämningen. Denna grundas enligt utredningens förslag på en jämförelse mellan den förväntade genomsnittliga skörden, den s. k. normskörden, och den under året uppnådda skörden, den s. k. aktuella skörden. Underskrider den aktuella skörden normskörden, anses skördeskada föreligga alldeles oavsett orsakerna till detta underskridande. Hur stor del av denna skada, som bör vara ersättningsbar, kommer att behandlas i samband med ersättningsberäkningen (sid. 58 ff). Med normskörd avses den för året normala, förväntade hektar skörden. Den erhålles med ledning av medeltalsberäkningar för en längre årsserie av hektarskördar (från 1922). Serierna är avsedda att kompletteras successivt med de sist förflutna årens hektarskördar, vilket kan föranleda årliga eller med några års mellanrum utförda justeringar i den tillämpade normskörden. Med aktuell skörd menas den genom objektiv skördeuppskattning uppmätta hektarskörden för det aktuella året. Då det statistiska material, som ligger till grund för normskördeberäkningarna, avser skördedata enligt äldre skördeuppskattningsförfarande (enligt hushållningssällskapens gillesombud, se kap. VIII sid. 101) måste korrigeringar utföras så att normskörd och aktuell skörd svarar mot varandra. Underlag för dessa korrigeringar erhålles genom jämförelse mellan det äldre och nya skördeuppskattningsförfärandet under ett antal år (se därom bil. 1 sid. 204 ff). I allmänhet blir det normskörden, som kommer att korrigeras för olikheter, men i vissa fall är det mera lämpligt att korrigera den aktuella skörden, exempelvis om underlaget för denna är ett objektivt mått på den biologiska skörden och närmare kännedom om bärgningsförlust saknas. När objektiv skördebestämning har ägt rum under så lång tid, att en serie av objektiva hektar skördar föreligger, som tillåter tillräckligt säkra slut1

Förslagen bygger väsentligen på det matematiskt-statistiska underlag, som redovisas i den försäkringstekniska utredningen (bil. 1 sid. 137 ff). För att underlätta en parallell läsning för den som är intresserad av den försäkringstekniska behandlingen i bil. 1 anges dess kapitelnummer efter underrubrikerna i det följande.

11 satser om normskördens storlek, behövs inte längre den nämnda korrektionen. Uppskattningar av hektarskördarna utföres för vissa växtslag (se nedan sid. 44) och för ett visst antal skördeuppskattningsområden (se nedan sid. 42). Lägges skadebestämningen upp efter dessa linjer, måste andra krav ställas på skördeuppskattningarna än som exempelvis gäller för hagelskadebedömningen (jämför sid. 25). Skördeuppskattning måste ske varje år oavsett om skada inträffat för att erhålla en årsserie av skördar som underlag för norm skördebestämningen. Den måste vidare utföras på samma sätt varje år och vara oberoende av försäkringsintressen. Objektiva metoder — som behandlas i kap. VIII — kräver ett betydande planerings- och förberedelsearbete för att ge tillförlitliga resultat. Detta arbete måste i regel sättas igång innan kännedom om skördeskada föreligger. Då förberedelserna utgör en stor del (t. o. m. större delen enligt vissa metoder) av skördeuppskattningen, skulle kostnadsbesparingen av att skadefria år fullfölja endast en mindre del av uppskattningen bli liten. En försäkring baserad på individuell skadebedömning efter anförda linjer skulle förutsätta en årlig objektiv värdering av skörden vid flertalet jordbruk i landet. Detta är av kostnadsskäl och arbetstekniska skäl icke möjligt annat än för enstaka växtslag. För att bedriva en individuell skördeförsäkring är det vidare inte tillräckligt att utföra årliga värderingar, utan man måste vid försäkringens start ha ett äldre statistiskt material om skördar, på vilket normskörd och riskpremie kan beräknas individuellt. Endast om enhetskostnaden per brukningsenhet kunde göras låg såväl för de årliga värderingar som erfordras som för de försäkringstekniska kalkylerna, vore det praktiskt möjligt att genomföra en individuell försäkring. I Sverige kan sådan förutsättning tänkas föreligga endast i fråga om sockerbetor, för vilka fullständiga skördeuppgifter för varje odlare gällande en lång tidsrymd finns bevarade och lätt tillgängliga. Även i fråga om oljeväxter, vilkas hela skörd levereras till en central organisation, kan inom ett begränsat antal år ett material tänkas föreligga som lämpar sig för individuell bedömning. Det är tänkbart att för ytterligare grödor på längre sikt liknande förutsättning kan komina att gälla. Men för de ekonomiskt betydelsefullaste växtprodukterna, fodergrödorna, är det inte ens på lång sikt tänkbart, att en allmän objektiv registrering av skördarna skall kunna utföras till en låg enhetskostnad. Ekonomiska och tekniska förhållanden medför således, att den objektiva skördeuppskattningen utom för enstaka grödor icke kan göras individuell utan måste begränsas till att ge representativa uppgifter för grupper av brukningsenheter eller områden. Denna begränsning i skördeuppskattningen får ett väsentligt inflytande på skördeförsäkringens konstruktion och verkningssätt. Man tvingas avstå från en del av den önskvärda effektiviteten för den enskilde försäkringstagaren. Men man undgår samtidigt den kon-

42 troll av jordbrukarnas skötsel av sina grödor, som vid individuell skadebedömning vore nödvändig under skadeår (jfr nedan). Graden av försämring i effektivitet sammanhänger med hur stora skördeuppskattningsområdena görs. Man får således vid fastställandet av antalet skördeuppskattningsområden väga effektivitetskravet mot kostnaderna för den objektiva skördeuppskattningen. Vid överväganden av detta slag har utnyttjats resultaten av undersökningar på äldre skördestatistik (bil. 1, underbilaga F och M) samt erfarenheter av de objektiva skördeuppskattningarna 1956 och 1957. Utredningen har då funnit (vilket närmare behandlas i kap. VIII) att antalet skördeuppskattningsområden lämpligen bör vara cirka 400 till dess man vunnit ytterligare erfarenhet av hur effektiviteten påverkas av områdenas storlek. Redan på grund av bristande tillgång på arbetskraft torde för övrigt nämnda siffra för närvarande utgöra en övre gräns. Man har diskuterat möjligheten av att komplettera den årliga skördeuppskattningen för skördeuppskattningsområden med en individuell skadevärdering de år då skördeskador förekommer. Ett sådant förfarande stöter emellertid på principiella problem. Hur väl ett område än avgränsas är det oundvikligt att inom detta återfinna brukningenheter, som på grund av lokala klimat- och bonitetsförhållanden eller genom brukarnas skötsel har olika avkastning. Lägger inan skillnaden mellan områdets normskörd och den enskilda brukningsenhetens aktuella skörd till grund för ersättningsberäkning, får brukningsenheter som har en lägre normskörd än området en för stor ersättning. Detta kan visserligen motverkas antingen genom att tillämpa särskilda normskördar för olika brukningsenheter eller, som i den amerikanska skördeförsäkringen, tillämpa varierande avdrag vid ersättningsbestämningen. Men det är uppenbart att dylika justeringar måste innehålla ett stort moment av subjektivitet, då ju inga säkra bedömningsgrunder finns att tillgå. Som förut nämnts saknas för närvarande i vårt land i allmänhet statistiskt material för att bestämma en brukningsenhets normskörd. Det har också i den amerikanska skördeförsäkringen blivit nödvändigt att gå ifrån ett sådant förfarande. Antag emellertid att möjligheter till individuell skadevärdering tekniskt och ekonomiskt sett föreligger (exempelvis för sockerbetor). Även i detta fall kan lämpligheten av en individuell värdering diskuteras. Man måste nämligen då ta hänsyn till det inflytande, som den enskilde jordbrukaren själv kan utöva på en skadas storlek. Vid individuell värdering blir det sålunda nödvändigt att granska, om jordbrukaren skött odlingarna på ett sätt som k a n anses normalt och om han vidtagit de åtgärder som stått i hans m a k t vid tillvaratagandet av skörden. Denna granskning är ett av de mest känsliga momenten, som värderingsmännen i den amerikanska skördeförsäkringen måste genomföra. Om det nämligen därvid visar sig att jordb r u k a r n a icke fyllt de krav som uppställes, skall värderingsmännen vidta

43 mot underlåtenheten svarande avdrag i ersättningsberäkningen. I de fall individuell skadevärdering skulle kunna ifrågakomma, exempelvis för sockerbetor, skulle vidare den centrala statistiska behandlingen — som ställer sig billig då den k a n utföras maskinellt — av nämnda skäl behöva kompletteras med undersökningar och intervjuer ute hos jordbrukarna vid skadetillfällena, varigenom enligt utredningens uppfattning orimliga kostnader för administration skulle uppstå. Inte heller i de fall där individuella normskördar och aktuella skördar k a n bestämmas bör således skadevärderingen vara individuell. Men givetvis vore det möjligt att göra skördeuppskattningsområdena betydligt mindre för grödor för vilka sådan bestämning kan ske. Hit hör för närvarande endast sockerbetor. Utredningen har dock inte ansett det vara behövligt att utforma olika områdesindelningar för sockerbetor och för övriga växtslag. Först på längre sikt torde dessa frågor böra tas upp, och de bör då naturligtvis samordnas med de allmänna strävandena att successivt förbättra områdesindelningen. Sammanfattningsvis sätter de skördedata, som kan erhållas ur äldre skördestatistik och genom objektiv skördeuppskattning, gränser för h u r långt man k a n differentiera skördeskadebedömningen. Medan det under de första verksamhetsåren för en skördeförsäkring främst är den äldre skördestatistikens beskaffenhet som sätter gränserna, blir det på längre sikt kostnaderna för skördeuppskattningen som avgör, hur detaljerad skadebedömningen k a n utformas. Det bör då noteras att beräkningar över ersättningar för lidna förluster icke kan göras mera detaljerade än de skördedata som kan framskaffas. Skördeuppskattningens begränsning Lill vissa växtslag och skördeuppskattningsområden blir därför avgörande för skördeförsäkringens effektivitet, likaväl som för effektiviteten i varje annat system för fördelning av ersättningar som grundas på skördedata. / skyddet

ingående

växtslag

Det är önskvärt att så många som möjligt av de för jordbruket ekonomiskt betydelsefulla odlingarna blir föremål för skydd. Vilka växtslag som därvid skall medtas är en fråga om avvägning av möjligheterna att verkställa en skördeuppskattning för växtslagen och kostnaderna härför mot den roll växtslagen spelar för jordbrukarnas inkomster. Vad först beträffar skördeuppskattningen är lämplig metodik för närvarande utformad endast för vissa växtslag. Det kunde därför förefalla nödvändigt att till en början begränsa skyddet till dessa. Det föreligger emellertid en möjlighet att ge skyddet en större omfattning. Man kan låta ett växtslag få utgöra representantgröda för en hel grupp av växtslag med likartade växtförhållanden en s. k. grödgrupp. Det kan här erinras om att man i den kanadensiska skördeförsäkringen låter vete utgöra representantgröda för samtliga odlingar (kap. II sid. 27).

44 De växtslag, för vilka skördeuppskattningsmetodik efter objektiva grunder för närvarande är utarbetad, är höstvete, höstråg, vårvete, korn, havre, hö, potatis, sockerbetor och oljeväxter. Med undantag för sockerbetor och oljeväxter utföres uppskattningen efter den s. k. provytemetoden. Denna metod innefattar utläggning och skörd av provytor på enskilda fält av särskild personal. Den blir på grund av omfattande resor och tidskrävande arbetsmoment ganska dyrbar (se närmare därom i kap. VIII). Även om den itorde vara utvecklingsbar för de allra flesta i vårt land odlade växtslag, blir det av kostnadsskäl nödvändigt att begränsa antalet växtslag på vilka den tillämpas. Riktpunkten bör då vara, att den tillämpas på de växtslag, som genom sin utbredning och ekonomiska betydelse i övrigt utgör lämpliga representantgrödor. Eftersom växtslagens utbredning och ekonomiska betydelse växlar i tiden, kan på längre sikt metodiken behöva utformas för växtslag, för vilka den i dag inte anses erforderlig, liksom också uppskattningar efter väl utprovad metodik kan upphöra för andra växtslag. Det är också tänkbart att representantgrödorna på längre sikt icke bör vara desamma över hela riket utan variera med den lokala växtodlingens sammansättning. Är mätmetodiken densamma för alla växtslag inom en grödgrupp, är en särskild representantgröda inte nödvändig. I stället kan man då låta alla växtslagen ingå i det statistiska urvalet i proportion till deras areal. Under det att sålunda representantgrödorna av nämnda skäl kan komma att växla i landets olika delar, är det angeläget att de grupper som de representerar får en given omfattning och uppdelning för hela landet. Därvid måste återigen behovet av effektivitet vägas mot administrationskostnaderna. Vid bestämningen av antalet grupper får hänsyn tas till såväl antalet representantgrödor, d. v. s. skördeuppskattningens kostnader, som antalet sifferuppgifter på blanketter samt i premie- och ersättningsberäkningar, d. v. s. försäkringsadministrationens kostnader. Syftar man till att försäkringsskyddet såvitt möjligt skall omfatta all växtodling, medan växtslagsgrupperna skall göras få av hänsyn till kostnaderna, kan grupperna komma att innefatta växtslag med högst olika skaderisker. För de jordbrukare, som specialiserat sig på andra växtslag än representantgrödorna, k a n ett skydd efter nämnda grunder bli ganska ineffektivt. Vid avvägningen av dessa spörsmål mot varandra har skördeskadeutredningen kommit fram till följande förslag till gruppindelning (representantgrödorna kursiverade). 1. höstsäd: 2. vårbrödsäd: 3. fodersäd: 4. vallskörd:

5. potatis:

höstvete, höstråg, vinterkorn vårvete, vårråg korn, havre, kokärter, foderärter, vicker, pelusker, bönor av alla slag samt blandningar av dessa till mogen skörd och till grönfoder a) hö från odlad jord, ensilage, bete och alla övriga vallslag innehållande klöver, hizern och andra vallbaljväxter, timotej och andra gräs, frö av klöver, timotej och andra gräsfröer, avkastning av permanenta betesmarker på åker b) hö från naturlig äng; bete på äng och kultiverade betesmarker a) matpotatis b) fabrikspotatis

45 6. rotfrukter: 7. oljeväxter:

sockerbetor och foderrotfrukter a) höstoljeväxter (höstraps, höstrybs) b) våroljeväxter (vårraps, vårrybs, vitsenap, oljelin m. fl.), spånadsväxter (lin, hampa).

Utanför försäkringen föreslås ligga köksväxter, bär- och fruktodlingar på åker samt övriga ej ovan anförda handelsväxter såsom rotfruktsfrö. Oaktat denna uteslutning i vissa delar av landet kommer att lämna åtskilliga jordbrukare i avsevärd utsträckning utan skydd (såsom på Öland och i sydöstra Skåne), har utredningen icke funnit det möjligt att föreslå ett medtagande av dessa odlingar i skyddet. Detta beror dels på att det statistiska underlaget för ett försäkringsmässigt skydd saknas, dels att odlingarna icke ansetts kunna inordnas under någon av förut angivna grödgrupper. Som framgår av uppställningen har för hö, potatis och oljeväxter föreslagits undergrupperingar. Detta beror för potatisens del på att skillnaderna i hektarskördevärde mellan mat- och fabrikspotatis befunnits så stora, att hektarskördevärdena måste fastställas separat för undergrupperna. Vidare är det önskvärt att hänsyn, så snart ske kan, tas till skillnader i hektarskördevärde mellan vallhö och ängshö samt mellan höst- och våroljeväxter. Prisfrågan

vid skördens

värdering

(bil. 1 kap. 6 och 11)

Det är avsett att som underlag för beräkningen av skador och ersättningar skall årligen fastställas normskördevärden för var och en av de tidigare nämnda representantgrödorna. Dessa beräknas med ledning av normskörden och ett på visst sätt bestämt normpris. Vidare skall det aktuella året fastställas aktuella skördevärden för samma grödor, beräknade med ledning av den aktuella skörden och ett aktuellt pris. I den skördeuppskattning, varom talats förut (sid. 40), erhålles främst kvantitativa uppgifter om representantgrödorna. I den mån kvalitativa förhållanden icke beaktas vid fastställande av normskörd och aktuell skörd, måste större kvalitetsförändringar beaktas vid värderingen av skördarna. De marknadsprisnoteringar, som kan utgöra underlag för värderingen, avser i regel viss kvalitetsklass, medan den normala kvaliteten respektive den aktuella kvaliteten kan ligga i andra klasser. När normpris och aktuellt pris fastställes bör normskördens respektive den aktuella skördens kvalitativa avvikelser från den kvalitetsklass, som marknadsprisnoteringen avser, beaktas. Normpriset bör principiellt vara det förväntade priset per den 1 oktober för normal, genomsnittlig kvalitet och vid normal medelhektarskörd för riket. Det aktuella priset bör i princip motsvara prisnoteringen för normal kvalitet per den 1 oktober justerad för större kvalitetsnedsättningar. Både normpris och aktuellt pris bör vara differentierade områdesvis, såvitt inte prisskillnaderna mellan områdena är små. Representantgrödornas skördevärden skall ligga till grund för norm-

46 skördevärdena och de aktuella skördevärdena för motsvarande grödgrupper. Vid den omräkning, som därvid kan erfordras, bör beaktas värdet av biprodukter. Vidare bör hänsyn tas till värdena av andra växtslag i grödgruppen, om dessa värden i en mera betydande grad avviker från representantgrödans värde. Här skall inte det tekniska förfarandet för varje grödgrupp i detalj utformas, då det torde få ankomma på försäkringsmyndigheten att med ledning av specialstudier och gjorda erfarenheter utveckla metodiken. Framställningen inskränkes i stället till en del principiella rekommendationer. Därvid behandlas först metodiken för representantgrödornas värdering vid prisnoterad kvalitet. Därefter beröres avvikelser från denna kvalitet, vilkas inflytande på värdet uttryckes som prisreduktioner respektive -höjningar. Till sist diskuteras några allmänna problem, som gäller omräkningen från representantgrödornas priser till växtslagsgruppernas värden. Vad först angår representantgrödornas värdering kan framhållas, att i det nya prissystemet har fastställts s. k. mittpriser kring vilka marknadspriserna får röra sig vissa procenttal uppåt och nedåt mot s. k. prisgränser (i regel 10 å 15 procent). Då mittpriser har fastställts för samtliga representantgrödor utom hö, vore det ju enklast att använda dessa mittpriser i värderingen. Emellertid k a n ett sådant förfarande under vissa omständigheter medföra, att försäkringen täcker andra förluster än de som uppkommit genom skördeskador. Om en gröda exempelvis råkar befinna sig vid nedre prisgränsen, när den drabbas av skada, och man i ersättningsberäkningen använder mittpriset som normpris och det noterade marknadspriset som aktuellt pris, skulle försäkringen ge en mycket betydande extra ersättning för prisfallet, motsvarande 10 å 15 procent av normskördevärdet. Det högre normpriset påverkar här värdet av hela normskördekvantiteten. E n dylik försäkring, som även ger skydd mot prisfallsförluster, har månget amerikanskt skördeförsäkringsförsök stupat på (jämför kap. II sid. 26). Den bör enligt utredningens mening vara utesluten i vårt land. Det ej avsedda prisfallsskyddet k a n till en del elimineras genom att man som aktuellt pris även använder mittpriset. Även då blir emellertid ersättningen för hög, om marknadspriset ligger under mittpriset. Tangerar marknadspriset i detta fall nedre prisgränsen, blir extra ersättningen 10 å 20 procent av den ersättning, som skulle ha utgått med ledning av marknadspriset. Det förhöjda priset påverkar nu värdet av den kvantitet, som förlorats genom skördeskadan. — Skulle marknadspriset åter ligga högre än mittpriset, blir ersättningarna i motsvarande grad för små. Till en del elimineras sådana verkningar genom kombinationen av grödgrupper i försäkringen, eftersom det inte är så sannolikt att samtliga eller flertalet grödor som skadats ligger vid nedre prisgränsen. Den totala prisvariationen kring mittprisnivån är också väsentligt mer begränsad i prissystemet än motsvarande variation för enskilda grödor. Hur stor den sam-

47 maniagda variationen för de i försäkringen medtagna grödorna kan bli, kan dock inte beräknas, då i systemets gränsregler även innefattas animalier, som väger tungt. Främst de som specialiserat sig på en viss gröda torde vid skada kunna råka få en större extraersättning respektive mer omfattande minskning av skyddet. Det synes olämpligt att ersättningarna på detta sätt skall kunna variera med produktionsinriktningen enbart beroende på marknadsprisernas avvikelser från mittprisnivån. Utredningen har bedömt de nu angivna olägenheterna vara så stora att den ansett sig böra avvisa, att mittpriser användes för att fastställa normpris och aktuellt pris. Att använda marknadspriset är å andra sidan förenat med vissa tekniska problem. De prisnoteringar, som skall utgöra underlag för värderingen, bör ju vara så aktuella som möjligt och bör avse oktober skadeåret. Emellertid måste normpriset fastställas tidigare för att premierna skall kunna beräknas. Normpriset skulle alltså baseras på en prognos för marknadspriset i oktober månad för normal kvantitet och kvalitet, vilket kan komma att skilja sig från det aktuella priset. En principiellt viktig fråga därvidlag är skördens återverkan på priset. Som nämnts tidigare har i åtskilliga fall en högre skörd en prissänkning och en lägre skörd en prisstegring till följd. Detta inflytande av skörden på priset bör principiellt sett elimineras ur ersättningsberäkningen, då det i sig själv utgör ett skördeskadeskydd (utförligare framställning finns i bil. 1 sid. 184 ff). Visserligen tenderar denna effekt att minska, då den förutsätter en i viss mån sluten marknad. Det nya prissystemet samt handelns och kommunikationernas utveckling har i Sverige medfört dels ett ökat inflytande av den internationella marknaden på den svenska, dels en utjämning mellan de lokala svenska marknaderna. Skördekvantitetens inflytande på priset dämpas också i viss grad genom prisgränserna i prissystemet. Som behandlats i kap. III (sid. 31 ff) kvarstår dock en viss effekt av den inhemska produktionens storlek på priset för flertalet varor. För att denna effekt av skördens storlek skall kunna elimineras ur ersättningsberäkningen erfordras att den prisprognos, som skall ge normpriset, baseras på en uppskattning av den normala totalskörden, d. v. s. den skörd som skulle erhållas vid normala hektarskördar på det aktuella årets areal. I prognosen bör givetvis hänsyn tas till utvecklingstendenserna på den internationella marknaden ävensom, för varor som till en del exporteras, till möjligheterna till exportbidrag (leveransavgifter, medel i regleringskassorna m. m . ) . Preliminärt kan följande tidtabell för en del moment i värderingen uppgöras. Arealuppgifter lämnas omkring 1 juni. En sammanställning av dessa jämte totalskördar med utgångspunkt från normskördar kan föreligga omkring den 15 juli. På basis av sammanställningen görs en prognos för de marknadspriser, som kan väntas föreligga omkring 1 oktober vid normala

48 totalskördar. Dessa priser utgör normpriser. De aktuella marknadspriserna bör likaledes beräknas per den 1 oktober och torde kunna fastställas i mitten av samma månad. De är då influerade inte endast av de marknadsförhållanden som kunde beaktas i slutet av juli utan även av ändringar i dessa. Medan det är principiellt riktigt att effekten av ändrad skörd på priset beaktas, när det gäller att fastställa aktuella skördevärden, är det olämpligt att skydd ges för prisändringar, som betingats av andra förhållanden, exempelvis av icke förutsedda prisrörelser på den internationella marknaden. Ett prognosfel i normpriset kan sålunda uppkomma, som av praktiska skäl inte kan beaktas vid premieberäkningen. I stället måste, om ett allvarligt prognosfel uppträder, ersättningen korrigeras så att den motsvarar den tidigare beräknade premien. En sådan korrektion torde dock endast undantagsvis ifrågakomma, då det torde vara ytterst svårt att i efterhand särskilja effekten av skördens storlek från effekten av andra marknadsmässiga förändringar på priset. I samband med fastställandet av priserna uppträder även andra frågor. Skall exempelvis hänsyn tas till regionala prisdifferenser, uppkomna i samband med olikheter i transportkostnader, lagerkostnader och lokala avsättningsförhållanden? Rent principiellt bör svaret bli ja, men ofta torde dessa differenser vara så små att speciell hänsyn till dem inte är nödvändig. I bilaga 5 (sid. 525 ff) har lämnats vissa rekommendationer för olika varor beträffande dessa frågor. Dessvärre är prisstatistiken på detta område otillräcklig, varför man först på längre sikt kan beakta dem i en mera fullständig utsträckning. Det torde ankomma på försäkringsmyndigheten att främja sådan prisstatistik, som kan tjäna som underlag till justeringar. Justeringar torde dock ej behöva göras med mindre än att skillnaderna överstiger 10 procent av riksmedelpriset. Skall justeringar göras, skall de vara desamma för normpris och aktuellt pris. I fråga om hö måste speciella värderingsmetoder tillgripas. Då i marknaden omsatta kvantiteter hö är mycket små i förhållande till den totala produktionen, påverkas marknadspriset starkt av tillfälliga variationer i efterfrågan och utbud, vilka inte motsvaras av det genomsnittliga värde höet har för jordbrukarna. Man måste därför söka andra sätt att värdera höet. Det har därvid ansetts naturligt att beräkna dess allmänna värde som foder. Man kan då utgå antingen från det pris som kan erhållas vid fodrets förädling i kreatursskötseln eller från det pris som måste erläggas, om andra fodermedel i stället för hö skall användas vid utfodringen. I fråga om det förra priset, det s. k. förädlingsvärdet, saknas ett tillräckligt omfattande statistiskt material över kostnaderna i animalieförädlingen för att basera värderingen därpå. Det andra priset, det s. k. ersättningsvärdet, ger däremot större möjligheter. De foderslag som vid dylika bestämningar av ersättningsvärde brukar användas är fodersäd, oljekraftfoder och halm. Förslagsvis utföres dels i juli månad en prognos avseende normpriset, dels

49 i oktober en beräkning avseende det aktuella priset, i båda fallen med tilllämpning av det ersättningsvärde, som erhålles vid användning av priserna för foderkorn och 48-procentig kraftfoderblandning. Halmpriset sättes däremot till 0 (beträffande detaljer se bilaga 5). Sammanfattningsvis förordar utredningen att som normpris användes en under juli månad utförd prognos för prisnoteringen eller, vad avser hö, för ersättningsvärdet per den 1 oktober det aktuella året vid den totalskörd som kan förväntas under förutsättningen av normala hektarskördar och aktuell arealfördelning. Om prisnoteringen avser annan kvalitet än den normala genomsnittliga, omräknas normpriset till normal genomsnittlig kvalitet. Som aktuellt pris användes prisnoteringen eller, vad avser hö, ersättningsvärdet per 1 oktober. Om prisnoteringen avser annan kvalitet än nyss nämnts, omräknas det aktuella priset till normal genomsnittlig kvalitet eller, om större kvalitetsförluster inträffat, till den genomsnittskvalitet som därvid konstateras. Vilka prisnoteringar som bör komma ifråga för enskilda produkter beröres i bilaga 5 (sid. 525 ff). Vilka kvalitetsförluster som kan beaktas behandlas nedan. Kvalitetsförluster. Vad beträffar kvalitetsfrågan vore det önskvärt, att alla kvalitetsvariationer såväl uppåt som nedåt från genomsnittet kunde beaktas för så vitt de är oberoende av jordbrukarnas åtgärder. Emellertid är möjligheterna härtill begränsade både av det skälet att mycket ofullständig statistik föreligger och av det skälet att kvaliteten i hög grad påverkas av jordbrukarnas åtgärder. Vad statistiken beträffar föreligger fullständiga uppgifter för sockerbetor och oljeväxter, samt vissa ej fullt representativa uppgifter för brödsäd och hö (sammanställda i bilaga 4). Med undantag för sockerbetor och oljeväxter saknas tillsvidare möjligheter att mera detaljerat beakta kvalitetsvariationerna. Vid sådant förhållande torde man få begränsa sig till att söka beakta kvalitetsförluster av mera allvarlig art. Sålunda bör ersättning utgå för förluster, föranledda av kvalitetsskador, som leder till att den skadade varan blir oanvändbar för sitt ändamål eller användbar endast för ett ändamål där den har väsentligt lägre värde. Exempel därpå är att grödan ruttnar, möglar, gror eller drabbas av sjukdom med sådana verkningar, att den ej lämpar sig till människoföda eller till foder. Avsikten är att de ordinarie skördeuppskattningarna även skall omfatta undersökningar av kvaliteten. Det torde vara nödvändigt att dessa undersökningar utökas de år då kvalitetsskador uppträder. Utredningen har betonat behovet av undersökningar genom att i kostnadsberäkningen för skördeuppskattningarna uppta visst belopp för kompletterande undersökningar avseende bland annat bärgningsförluster och kvalitet (jämför kap. VIII sid. 104). I det följande behandlas kvalitetsfrågorna i korthet särskilt för varje grödgrupp. 4—708143

50 För brödsäd gäller ett flertal prisavdrags- och pristilläggsregler för olika kvalitetsmoment. Hur angeläget det än kan synas vara att ta hänsyn till dessa, torde endast de som resulterar i en väsentlig prissänkning böra beaktas. Hit hör framför allt sådana kvalitetsförsämringar, som leder till att brödsäden icke blir kvarngill och måste avyttras som fodersäd. Däremot saknas i regel anledning beakta hektolitervikts- och proteinhaltsregleringar. Inte heller torde torkningskostnaden kunna beaktas, då vattenhalten i hög grad är beroende av skördemetoderna och skördetröskningen medfört allt högre vattenhalt under senare år. Mältningsgraden beaktas endast om den medför att brödsäden blir icke kvarngill. Skulle metoder komma att utarbetas så att avräkning med jordbrukarna kan ske med ledning av det diastatiska tillståndet, bör detta ersätta mältningsgraden vid bestämningen av om varan är kvarngill eller ej. Mängden icke kvarngill vara torde i allmänhet kunna erhållas genom uppgifter från centralföreningar och kvarnar för leveranserna från de jordbrukare, som ingår i stickprovet för den objektiva skördeuppskattningen. Kvalitetsskador på fodersäd torde inte kunna beaktas i annan mån än då fodersäden på grund av regn eller översvämning ruttnat eller så starkt groddskadats, att den ej lämpar sig till foder. Hur stor mängd som skadats på detta sätt torde böra uppskattas av hushållningssällskapens tjänstemän i samband med återbesök på de i skördeuppskattningen ingående fälten. I fråga om vallskörden är det tills vidare icke möjligt att ta hänsyn till kvalitetsväxlingarna. Visserligen är det känt att kvaliteten har ett betydande inflytande på fodervärdet. Det föreligger även tekniska lösningar av fodervärderingen med hänsyn till olika kvalitetsfaktorer. Men frågan om det lämpliga sättet att bestämma kvaliteten är icke löst. Vidare har ju bärgningssättet ett så väsentligt inflytande på skördens kvalitet, att det torde bli ytterst svårt att renodla den kvalitetsförsämring respektive -förbättring som är oberoende av jordbrukarnas åtgärder. Först på längre sikt torde vid prisbestämningen vallskördens kvalitet eventuellt kunna beaktas. Däremot bör givetvis hänsyn tas till sådana förhållanden som att skörden vid regn eller översvämning mögelskadats eller ruttnat, så att den blivit praktiskt taget oanvändbar till foder eller att den överhuvud taget inte kunnat bärgas. I fråga om potatis är prisskillnaden mellan matpotatis och fabrikspotatis så betydande, att vederbörlig hänsyn därtill måste tas. Vid undersökningar häröver (bil. 1 sid. 235) har det befunnits nödvändigt att i försäkringen behandla mat- och fabrikspotatis var för sig vid fastställande av normskörd och aktuell skörd. Detta innebär att man vid infordrandet av arealuppgifter måste särskilja dessa två potatisslag (se ovan sid. 44). Färskpotatisodling behandlas som matpotatisodling. Vad beträffar kvalitetsskadad potatis och foderpotatis är den objektiva skördeuppskattningen upplagd så att sjuka, skadade och små potatisknölar frånsorteras och väges särskilt. Men därutöver kan betydande mängder ordinär potatis gå till foder, när dess

51 kvalitet inte är tillräckligt hög för exportändamål och tillräckligt inhemskt avsättningsutrymme för dess användning till matpotatis saknas. Detsamma gäller, ehuru i mindre grad, fabrikspotatisen, när fabrikerna inte kan ta emot hela den odlade kvantiteten. Vidare är det stora mängder potatis, som åtgår till utsäde och förloras under lagringen. Kvalitetsfrågan för potatis är alltså mycket komplicerad, men måste i avvaktan på bättre kvalitetskontroll och statistik lösas efter starkt schematiska regler. För det första antas de normala lagringsförlusterna och -kostnaderna motsvaras av den säsongmässiga prisstegringen under vintern. Detta innebär att skörden bör värderas med priset före lagring, lämpligen per den 1 oktober. För det andra bortses vid prisbestämningen från skillnaden mellan matpotatis och utsädespotatis, då dessa kvaliteter i övervägande grad sammanfaller. För det tredje värderas den i objektiva skördeuppskattningen frånsorterade potatisen till fodervärde. Som fodervärde användes ett ersättningsvärde, exempelvis grundat på priset för foderkorn. Det återstår då värderingen av den till mat- respektive fabrikspotatis användbara potatiskvantiteten. Förslagsvis görs här i samband med normprisprognosen en uppskattning av hur stor del av denna potatiskvantitet som vid normal hektarskörd skulle behöva gå till foder. Vid beräkningen av normskördevärdet för matpotatis tas sålunda hänsyn dels till fodervärdet av den normala andelen frånsorterad potatis, dels till värdet av den ytterligare andel matpotatis, som användes till foder. Det aktuella skördevärdet för matpotatis fastställes med hänsyn till fodervärdet av den aktuella andelen frånsorterad potatis och under antagandet att den ytterligare andel matpotatis, som användes till foder, är densamma som i beräkningen av normskördevärdet. Värderingen av fabrikspotatis sker på analogt sätt. För sockerbetor kommer hänsyn till sockerhalten att kunna tas, då det regelbundet i skördeuppskattningarna ingår sockerhaltsanalyser (kap. VIII sid. 110). Eftersom leveransstatistik för oljeväxter skall användas vid skördebedömningen, kommer man att vid ersättningsberäkningen kunna ta hänsyn till de kvalitetsregler som gäller för avräkningarna med leverantörerna av dessa produkter. Fördenskull måste man fixera icke endast normala kvantiteter utan också normala kvaliteter för vart och ett av de skördeuppskattningsområden, där nämnda växtslag odlas. Omräkning

av representantvärde

till

gruppvärde

Sedan normpris och aktuellt pris fastställts för de olika representantgrödorna, skall dessa omräknas till normskördevärden och aktuella skördevärden för grödgrupperna. Vid denna omräkning bör hänsyn tas till dels värdet av biprodukter, dels värdet av andra växtslag vid sidan om representantgrödorna. Bland biprodukterna är det framförallt halm, foderpotatis och blast som kan ha betydelse i detta sammanhang. I fråga om halmen torde de direkta

52 kostnaderna för dess bärgning numera vara så stora, att dess värde som foder och strö minskat med dessa kostnader ger ett obetydligt skördevärde. I allmänhet kan man därför förutsätta ett så litet inflytande av halmens skördevärde på spannmålsgruppernas värde, att någon justering härför ej är erforderlig. Frågan om värderingen av foderpotatis har behandlats ovan. Sockerbetsblasten anses ha ett stort fodervärde och tillvaratas i regel omsorgsfullt. Vidare står blastmängd och betmängd i en ganska fast relation till varandra. Det synes därför angeläget att fixera denna relation värdemässigt och härur efter avdrag för de direkta uppsamlingskostnaderna bestämma en justeringsfaktor. 1 De andra växtslag som utöver representantgrödorna ingår i växtslagsgrupperna utövar inflytande på gruppvärdet endast i den mån deras normala skördevärde per arealenhet i någon högre grad avviker från representantgrödornas. Utgående från dessa synpunkter skall de enskilda grödgrupperna något närmare granskas. —- Inom höstsäden kan för närvarande endast vinterkornet tänkas spela någon roll för enstaka skördeuppskattningsområden. Skillnaden i det normala skördevärdet jämfört med representantgrödorna, höstvete och höstråg, torde vara så måttligt, att endast då en betydande del av höstsädsarealen består av vinterkorn, hänsyn behöver tas därtill. I regel torde behov av sådan hänsyn sammanfalla med behov av särskild skördeuppskattning för vinterkorn. — I vissa delar av landet, närmast på småländska höglandet, är vårrågen jämte vårvete en betydelsefull vårbrödsädsgröda. I sådana områden kan det vara skäl att beakta vårrågens skörd, pris och areal på motsvarande sätt som för vinterkorn inom höstsädsgruppen. Sådan hänsyn har sålunda tagits vid beräkning av de normskördar för vårbrödsäd som framräknats (underbilaga M, tabell I och II sid. 400 ff). — Inom fodersädsgruppen är det i regel baljväxterna som betingar ett högre pris än representantgrödorna. Till baljväxter räknas då även kokärter. Å andra sidan brukar skörden vara lägre, så att skillnaden i normalt skördevärde ofta är liten. Dessutom är arealen av baljväxter i de flesta fall obetydlig jämfört med fodersäd. Dessa förhållanden medför att man endast i undantagsfall kan ha anledning diskutera en omräkningsfaktor för fodersädsgruppen vid värdebestämningen. Däremot bör i blandsäden ingående proportioner korn och havre få påverka sammanvägningen av priserna för dessa fodersädsslag. — I gruppen rotfrukter kan foderrotfrukterna i vissa fall ha en med sockerbetsarealen jämförlig areal. Eventuella skillnader i värde borde då beaktas. Foderrotfrukternas lägre värde per kg — som endast kan bestämmas som 1 Som riktpunkt torde uppgifter i statens jordbruksnämnds undersökning rörande produktionskostnaderna för sockerbetor kunna användas (Undersökning av kostnader och intäkter vid odling av sockerbetor, höstvete och höstraps utförd under ledning av särskild kommitté. Stockholm den 20.12.54).

53 ett ersättningsvärde — torde emellertid motvägas av en högre skörd. Den ekonomiska betydelsen av skillnaderna torde därför inte vara större än att omräkning kan bedömas onödig, när både sockerbetsareal och foderrotfruktareal förekommer. Förekommer rotfrukter i ett område där sockerbetor icke odlas, torde arealen därav numera vara så obetydlig, att det synes mest lämpligt att infoga den i någon annan grödgrupp, exempelvis vall eller potatis. Av de övriga växtslagsgrupperna är det endast vallskörden, som erbjuder värderingsproblem av nu behandlat slag. För vallskörden är detta problem särskilt komplicerat, därför att det inte så mycket är fråga om andra grödor som om olika bärgningssätt och om flera skördar på samma areal. På grund av den i förhållande till hela vallodlingen begränsade förekomsten av vallfröodling, torde man kunna bortse från eventuellt förekommande olikheter i skördevärde. Bland olika bärgningssätt, då vallskörden skall användas till foder, intar enligt undersökningar av vallskördekommittén (bil. 3 sid. 489) fälttorkning till hö en fullständigt dominerande plats. Ensilering, maskin- och skulltorkning tillämpas endast på några få procent av vallskörden. Svårigheter föreligger att bestämma skördevärdet av den så omhändertagna skörden i jämförelse med hövärdet, därför att i kalkylen måste ingå förutom de erhållna fodervärdena olikheter i beredningsförluster och -kostnader. Fördenskull bör man koncentrera ansträngningarna att fastställa bärgningsförluster på fälttorkningsmetoden samt planera utredning av bärgningsförluster för andra bärgningsmetoder först efter hand som de börjar bli mera betydelsefulla. — En bestämning av betets värde ställer sig ogörlig, så länge ett mera omfattande undersökningsmaterial om beteskvantiteterna saknas. Denna brist påverkar bland annat återväxtens värdering. Återväxten betas ju i regel, varför närmare kännedom om dess storlek saknas. Det är dock känt att återväxten kan vara betydande, och i en schematisk regel, som stundom använts, anges att återväxten utgör en tredjedel av första skörden. Man kan inte undvika problemet genom att endast försäkra första skörden, eftersom det på en låg första skörd ofta följer en stor återväxt, och proportionen mellan de båda skördarna i hög grad påverkas av tidpunkten för första skörden. Det blir därför nödvändigt att utgå från den normskörd som kunnat historiskt bestämmas och där både första skörd och återväxt innefattas. Den aktuella skörden bestämmes till en början på första skörden genom mätning av provyteskörd, vars storlek justeras med schematiska koefficienter för bärgningsförlust, återväxt och skillnader mellan resultaten av subjektiva och objektiva bedömningar. Så snart ske kan utvidgas bestämningen till att avse återväxtens storlek, exempelvis genom provyteskörd strax före betesgången. Resultatet härav får då ersätta den schematiska koefficienten för återväxtens storlek. Värderingen av betet undvikes alltså genom att beräkna det värde skörden skulle

54 haft om den i stället beretts till hö. Detta gäller såväl för bete av återväxt som för avkastning av mer eller mindre permanenta beten. Sammanfattning av skördevärderingarna För varje grödgrupp (8, på längre sikt 10 st) och för ett visst antal områden (se sid. 55) skall årligen fastställas ett normskördevärde per ha. Detta bestämmes med ledning av den normala hektarskörden för representantgrödan i grödgruppen och ett normpris för denna gröda, som utgör en prognos av priset för normal kvalitet per den 1 oktober vid normal totalskörd. Korrigeringar utföres för större avvikelser mellan representantgrödans och övriga i grödgruppen ingående växtslags värden. Som exemper på normskördevärdenas storlek må hänvisas till tabell 6 (sid. 66). De där angivna värdena är medelskördevärden, beräknade för perioden 1922 —51 utan nyssnämnda korrektioner och justeringar vid 1951 års arealfördelning och priser hösten 1957. För varje grödgrupp och för ett visst antal områden skall vidare årligen fastställas ett aktuellt skördevärde per ha. Detta bestämmes med ledning av den för året med objektiv skördeuppskattning observerade hektarskörden för representantgrödan i grödgruppen och ett aktuellt pris, utgörande noteringen för normal kvalitet per 1 oktober justerad för större avvikelser i fråga om skördens kvalitet. Ren eller kombinerad försäkring (bil. 1 kap. 3 och 4) Ren försäkring föreligger när varje växtslag eller växtslagsgrupp försäkras för sig. I det följande avses med ren försäkring, att varje grödgrupp definierad ovan (sid. 44) försäkras för sig. Skyddet för en grödgrupp göres alltså helt oberoende av skydden för andra grödgrupper. Vid kombinerad försäkring blir däremot två eller flera grödgrupper försäkrade gemensamt. Detta innebär bland annat att skördeförluster för en eller flera grödgrupper utjämnas mot skördevinster för de andra i försäkringen ingående grödgrupperna. Ersättning utgår sålunda efter den beräknade nettoförlusten av inträffade skördeskador. I enlighet med vad tidigare anförts skall skador kunna fastställas för var och en av åtta grödgrupper. Frågan är n u : bör man beräkna ersättningar för de grupper, som blivit skadade, helt oberoende av skördeutfallet för de andra grupperna? Svaret därpå sammanhänger med i vilken grad jordbruket drivs mångsidigt och förluster därvid brukar utjämnas mot vinster. Den rena försäkringen är mest lämplig vid starkt specialiserade driftsformer där en grödgrupp dominerar. Så är ju för närvarande inte i någon större utsträckning fallet i Sverige — möjligen med undantag av Norrland, där vallgruppen ofta är i det närmaste ensam. För huvuddelen av det svenska jordbruket är tvärtom mångsidigheten kännetecknande. Då samtidigheten i avkastningsvariation och i skador för olika grödor är begrän-

55 sad, vilket bland annat dokumenterats i den försäkringstekniska utredningen, vad avser skördeuppskattningsområdena, och av Hjelm, vad avser enskilda brukningsenheter, sker en ganska betydande utjämning av förluster mot vinster. 1 Det kan i åtskilliga fall inträffa, att förluster av skördeskador på en del grödgrupper helt uppväges av vinster på andra. Vid rena försäkringar av dessa grödgrupper skulle det kunna utgå ersättningar, fastän ingen nettoförlust för växtodlingen i dess helhet uppkommit. Eller också kan ersättningarna bli större än som svarar mot nettoförlusten. Rena försäkringar, omfattande samma grödgrupper som vid kombination, måste därför bli dyrare utan att effektiviteten därigenom ökas. När jämförelsen mellan ren och kombinerad försäkring tillämpas på de anförda grödgrupperna och man tänker igenom gruppernas olika krav på växtbetingelser och klimat och de olika skadeangrepp som kan bli aktuella för dem, finner man att en betydande utjämning är att vänta de flesta skadeår. Detta har också kunnat konstateras i den försäkringstekniska utredningen. I denna har undersökts sambanden mellan olika grödgruppers skördeutfall perioden 1922—51 (uttryckta som korrelationskoefficienter i tab. III och IV till underbilaga M, sid. 413 till 417). På grundval härav har beräknats att den kombinerade försäkringen blir upp till 35 procent billigare än summan av premierna för rena försäkringar (i flertalet fall 20—25 procent billigare; se bil. 1 sid. 259). Även allmänna synpunkter talar för en kombinerad försäkring. Det allmännas intresse kan rimligen icke sträcka sig längre än att bereda skydd mot en brukningsenhets nettoförlust vid skördeskador. Ett skördeskadeskydd, avseende enstaka grödor eller speciella skadeorsaker, synes lämpligen höra hemma under den enskilda försäkringsverksamheten. Om m a n skulle sträva efter en allmän anslutning till ett försäkringssystem, inriktat på rena försäkringar, skulle skördeuppskattningen utsättas för stora påfrestningar, då kravet på tillförlitlighet i uppskattningarna av enskilda grödor finge ökas betydligt, om beräkningen av ersättningar skulle grundas på dessa. För att tillgodose detta krav skulle skördeuppskattningarna behöva utvidgas väsentligt, vilket skulle medföra en ytterligare fördyring av försäkringen. Skyddsbehovet ur allmän synpunkt tillgodoses enligt utredningens mening bättre och billigare genom kombinerad försäkring. Utredningen förordar därför en kombinerad försäkring. Fördelningsgrund

för

ersättningar

Vid beräkning av ersättningarnas storlek och vid bestämning av fördelningsgrunderna för ersättningarna rör man sig med två enhetsbegrepp, varav det ena avser ett område och det andra en brukningsenhet. Området benämnes ersättningsenhet. Dess utsträckning och omfattning sammanhänger å ena sidan med hur långt den äldre skördestatistikens norra1

Se kap. II sid. 15.

56 skördedata kan differentieras och å andra sidan med användbarheten av de aktuella skördedata, som framkommer för skördeuppskattningsområdena. Som framgår av den försäkringstekniska utredningen har normskördar, beräknade som medelhektarskördar för åren 1922—51, framräknats för cirka 375 områden (underbilaga M, tab. I sid. 400 ff). För att minska felen har företagits en utjämning till 38 områden (tab. II sid. 411). En så stark utjämning är enligt utredningens mening olämplig, om tillräcklig effektivitet i skördeförsäkringen skall uppnås. Enligt de försäkringstekniska grunderna för en ersättningsenhet måste nämligen varje aktuellt skördevärde motsvaras av ett normskördevärde. Då man siktat på cirka 400 skördeuppskattningsområden, har en väsentlig anledning därtill varit, att man velat skapa ett så differentierat underlag som möjligt för att bestämma de aktuella skördevärdena. Ersättningsenheterna bör göras färre än skördeuppskattningsområdena endast i den mån stora slumpfel uppkommit i skördedata eller uppskattningen eljest blivit ofullständig. Med hänsyn till att ytterligare statistiskt material kommer att finnas för att belysa skillnader mellan objektiv skördeuppskattning och äldre uppskattningsförfarande, synes det icke nödvändigt att sammanföra de i den historisk-statistiska undersökningen framkomna värdena i den utsträckning, som ovan nämnts. Utredningen är av den uppfattningen att normskördevärdena bör kunna differentieras så att mellan 300 och 400 ersättningsenheter erhålles, och att man därvid bör använda de i den historisk-statistiska undersökningen framkomna normskördarna så långt detta låter sig göra, även om normskördevärdena därigenom kan anses ha blivit mindre säkert bestämda. Det exakta antalet ersättningsenheter torde få bli en tillämpningsfråga. Vid den kombinerade försäkringen utgår ersättningarna i proportion till nettoförlusten av en kombination av grödgrupper. Nettoförlustens storlek blir beroende av vikterna för de olika grödgrupper som ingår i kombinationen, d. v. s. av grödgruppernas arealer. Dessa kan bestämmas på olika sätt och följande två vägningsförfaranden har diskuterats. Det ena är att man för ersättningsenheten sammanväger grödgruppernas norm skördevärden per ha respektive aktuella skördevärden per ha med ersättningsenheternas arealfördelning. Med ledning av dessa data fastställes den ersättning i kronor per ha, som skall utgå inom ersättningsenheten. Ersättningen för varje brukningsenhet erhålles genom att multiplicera denna ersättning per ha med brukningsenhetens sammanlagda areal av de försäkrade växtslagen. Det andra förfarandet är att normskördevärdet och det aktuella skördevärdet fastställes för varje brukningsenhet genom att de för varje grödgrupp och ersättningsenhet bestämda normskördevärdena och aktuella skördevärdena per ha sammanväges med brukningsenhetens arealer av de olika grödgrupperna.

57 För att det första förfarandet skall vara någorlunda effektivt i försäkringsteknisk mening, måste brukningsenheterna inom ersättningsenheten ha ungefär samma arealsammansättning för grödgrupperna. Det kan nämligen förhålla sig så att en viss grödgrupp drabbats av stor skada, medan andra grödgrupper skadats mindre eller rentav uppnått bättre skördar än normalt. Arealfördelningen för ersättningsenheten kan samtidigt vara sådan, att förlusten för den starkt skadade grödgruppen uppväges av vinster för andra grödgrupper, i vilket fall ingen ersättning kommer att utgå. Emellertid kan det inom ersättningsenheten finnas brukningsenheter som specialiserat sig på odling av den starkt skadade grödgruppen. Dessa kommer då icke att kunna få någon ersättning, trots att de drabbats av stora förluster. Är därför skillnaderna mellan brukningsenheternas arealfördelningar stora inom en ersättningsenhet, är det ur effektivitetssynpunkt väsentligt att ta hänsyn till individuella olikheter i arealfördelningen, trots att ersättningsberäkningen därigenom kompliceras. Det kan utan närmare utredning uttalas, att de individuella olikheterna i arealfördelning i allmänhet är så betydande att hänsyn därtill bör tas. Då det är relativt enkelt att på ett objektivt sätt kontrollera arealuppgifterna, bör de utnyttjas i syfte att öka effektiviteten hos försäkringen. Emedan brukningsenheternas individuella arealfördelning på grödgrupperna sålunda skall ingå i ersättningsberäkningarna, skulle man kunna benämna denna försäkringsform individuell kombinerad försäkring. Benämningen förkortas i det följande till kombinerad skördeförsäkring. Utredningen har i samband med frågan om fördelningsgrunden också diskuterat andra möjligheter att ta hänsyn till individuella olikheter, som påverkar skadornas storlek. Utöver brukningsenheternas individuella olikheter i skördevarialion — till vilka det icke kan tas någon hänsyn inom ersättningsenheten — och deras olikheter i arealfördelning — till vilka kan och bör tas hänsyn — föreligger också olikheter i fråga om skördens genomsnittliga storlek, d. v. s. normskördevärdet per arealenhet. Antag att en brukningsenhet har en normal avkastning av 30 dt/ha höstsäd, medan det normala för ersättningsenheten är 24 dt/ha. Om skördevariationen i båda fallen är densamma, d. v. s. om skadorna i procent räknat brukar vara lika stora på brukningsenheten som för området, kommer det verkliga skyddet för brukningsenheten att vara lägre än för området, vid de anförda siffrorna 20 procent lägre. Finge vederbörande jordbrukare i detta fall öka sitt skydd genom att försäkra sig för ett högre skördevärde, skulle han kunna skaffa sig samma relativa skydd som gäller för området. En förutsättning härför är att normskörden kan fastställas individuellt. Emellertid stöter en sådan anordning på betydande svårigheter. Som tidigare nämnts torde man endast sällan ha möjlighet att med säkerhet fastställa normskörden för en enskild brukningsenhet, då detta förutsätter

58 noggranna noteringar under en lång följd av år, minst 10 ä 20 år. Sådana uppgifter torde vara sällsynta. Dessutom torde kontrollen av dem bli ganska dyrbar. En generell anordning av här avsett slag har redan av dessa skäl bedömts vara ogenomförbar. Även andra invändningar kan anföras, såsom i fråga om spekulationsmöjligheter (se bil. 1 sid. 179 ff). Vidare förekommer det i praktiken, att en högre normskörd på en del brukningsenheter inom ett område beror på en lokalt bättre bonitet eller en bättre skött växtodling. Dessa förhållanden brukar också yttra sig i mindre förluster under skadeår, varför behovet av ersättningar inte behöver vara högre i dylika fall än för området i allmänhet. Sammanfattningsvis får utredningen beträffande fördelningsgrunden för ersättningar inom en ersättningsenhet förorda att av individuella uppgifter endast arealmått skall utnyttjas vid beräkning av ersättningarnas storlek, medan normskördevärden och aktuella skördevärden, beräknade per hektar och grödgrupp, bör vara desamma för alla brukningsenheter inom ersättningsenheten. Självrisk

och riskpremie

(bil. 1 kap. 10 och 11).

På frågan om självriskens storlek, d. v. s. hur mycket lägre det aktuella skördevärdet skall vara i förhållande till normskördevärdet för att ersättningsgill skada skall anses ha uppkommit, kan läggas ett flertal synpunkter. En är bunden till skördeuppskattningen och är av statistisk art. övervägande delen av skördeuppskattningen baseras på stickprov som är behäftade med vissa slumpfel. Det torde inte vara möjligt att inom en rimlig kostnadsram pressa ned dessa slurnpfel för skördeuppskattningsområdena så mycket att de kan försummas (se kap. VIII). Vidare torde normskördarna, som väsentligen måste baseras på den äldre skördeuppskattningen, vara behäftade med vissa fel (se bil. 1 sid. 203 ff). Det är då motiverat att betrakta en skada som ersättningsgill, endast om den är större än dessa fel. Det är vidare vanligt att en jordbrukare genom lämpliga åtgärder kan motverka effekten av en skadeorsak och därigenom minska skördeskadan. I det enskilda fallet kan dessa möjligheter vara betydande. Men även genomsnittligt sett, t. ex. för ett skördeuppskattningsområde, kan verkan av sådana åtgärder märkas. Försäkringen bör utformas så, att stimulansen till dylika åtgärder vidmakthålles. Vidare uppstår det oftast en del kostnadsbesparingar vid minskad skörd, t. ex. lägre kostnader för tröskning och mindre transporter. Dessa besparingar kan visserligen vid en del skador, exempelvis vid för mycket regn eller översvämning, mer än motvägas av ökat arbete med skördens tillvaratagande, men i andra fall såsom under torkår torde besparing ernås. Till dessa kostnadsminskningar bör hänsyn tas då självrisken bestämmes. I detta sammanhang kan nämnas att i bland annat amerikansk skörde-

59 försäkring är försäkringsskyddet, med hänsyn bland annat till produktionskostnadens storlek, ofta begränsat till 60 procent eller mindre av skördevärdet. De nu anförda synpunkterna leder till slutsatsen, att skillnaden mellan normskördevärdet och det aktuella skördevärdet bör minskas med vissa avdrag innan ersättningsgill skada skall anses föreligga. Försäkringstagarna bör med andra ord stå en viss självrisk. Ett annat motiv för en självrisk är önskan att rensa ut bagatellskador, för vilka värderings- och andra administrationskostnader blir oproportionerligt höga. Ett sådant motiv har mindre vikt i detta sammanhang, då värderingen skall utföras oavsett skadeförekomst och då enhetskostnaden för ersättningsberäkningen och -utbetalningen avses bli obetydlig genom mekanisering. Hänsyn till administrationskostnaden torde kunna tillgodoses i annan ordning än genom självrisk, nämligen genom en s. k. franchise. Denna innebär att endast ersättningar överstigande ett visst minimibelopp utbetalas (se närmare nedan). Då det gäller självriskens storlek tillkommer ytterligare en väsentlig synpunkt, nämligen priset för skyddet. Självriskens storlek har nämligen ett mycket stort inflytande på premiernas höjd. Små skador inträffar j u långt oftare än stora skador, varför det över tiden blir ganska stora ersättningsbelopp för småskadorna och därmed högre riskpremier. Om skyddet ulsträckes till småskador, är risken stor för irritation över höga premier. Svårigheten ligger i att finna en lämplig gräns. För en kombinerad försäkring, som omfattar praktiskt taget all växtodling, kan självrisken sättas relativt låg. Med hänsyn till tidigare anförda synpunkter har utredningen ansett, att självrisk jämte franchise i regel ej bör sättas lägre än cirka 10 procent av normskördevärdet. Emellertid är det naturligt att i en del områden acceptera ganska stora skördevariationer, medan i andra områden kraven på en jämn skörd är betydligt bögre. En del växtslag ger en osäker skörd, vartill hänsyn tas i odlingsplanen, medan andra ger en säker skörd. En skördeförsäkring med en i procent av normskördevärdet beräknad enhetlig självrisk innebär ett väsentligt mycket högre skydd för områden och för växtslag, som har hög skördevariation, än för områden och växtslag med låg skördevariation. Det kan synas rimligare att göra grundskyddet i försäkringen någorlunda likformigt med avseende på riskerna i stället för att eftersträva en enhetlig, procentuell självrisk. Det kan till och med ifrågasättas, om icke skyddet i förhållande till riskerna borde göras lågt för de osäkra växtslagen för att hindra en enbart av försäkringsskyddet framlockad ökning i odlingen av dessa växtslag. En mycket radikal lösning av detta problem vore, att man ökade självriskerna vid stigande skördevariation, så att riskpremien per krona normskördevärde blev densamma i alla delar av landet och för samtliga

60 växtslag. Ett sådant förfarande skulle möjliggöra en mycket enkel premieuppbörd. Denna skulle nämligen kunna utformas som en enhetlig avgiftsbeläggning av levererade produkter. Ett studium av vilka självrisker, som skulle förekomma vid en enhetlig riskpremie, har emellertid givit vid handen, att dessa skulle kunna bli orimligt höga, ej sällan överstiga 50 procent. I sådana fall skulle skyddet bli alltför ringa, och utredningen har därför ansett sig böra avvisa en sådan utformning. I stället har utredningen tagit fasta på önskemålet att försäkringsskyddet bör vara likformigt med avseende på riskerna. För att utforma reglerna härför måste ett mått på skaderiskerna införas. Detta mått kallas variationskoefficienten. Denna är skaderisken uttryckt i procent av normskördevärdet. Sannolikheten för att en skördenedsättning, räknad i procent av normskördevärdet, skall bli större än variationskoefficienten har på grund av det försäkringsstatistiska materialet beräknats vara ungefär 1 gång på 6. I den försäkringstekniska utredningen har variationskoefficientens storlek undersökts för de olika grödgrupperna i ett stort antal områden (redovisade i underbilaga M, tab. I sid. 400 ff). Efter analys av materialet och uteslutning av olika slags fel har man funnit, att den för ett område beräknade variationskoefficienten antar värden mellan 11 och 41 procent för enskilda grödgrupper. Försäkringsskyddet kan sägas vara likformigt, om självrisken står i ett konstant förhållande till variationskoefficienten, exempelvis är lika stor som variationskoefficienten. En del tekniska fördelar följer med att använda ett sådant konstant förhållande. En sådan regel medför bland annat att det genomsnittliga antalet ersättningsgilla skador under en längre tidsperiod blir detsamma för alla brukningsenheter, samt att ersättningsbeloppen och riskpremiebeloppen står i ett konstant förhållande till självriskbeloppen. Förutom att en sådan utformning på allmänna grunder synes skälig, underlättas den enskildes förståelse av systemet genom att enkla matematiska relationer mellan olika försäkringsbegrepp då kommer att gälla. Vid bedömning av frågan huruvida det kan vara rimligt att vid höga variationskoefficienter använda regeln självrisk lika med variationskoefficient får det beaktas, att i den kombinerade försäkringen sker en utjämning mellan riskerna för olika grödgrupper. Så snart på en brukningsenhet odlas mer än en grödgrupp reduceras den samlade försäkringsbara arealens variationskoefficient med ett tal som kan uppgå till 35 procent vid mycket stark riskutjämning och som i flertalet fall utgör 20 å 25 procent. Hur stor denna reduktion i variationskoefficienten blir i det enskilda fallet, sammanhänger dels med antalet grödgrupper som odlas, dels med sambandet i avkastningshänseende mellan dessa grödgrupper. Ju starkare sambandet mellan de olika grödgrupperna är, d. v. s. ju mer samtidigt och likartat skördeskadorna uppträder för olika grödgrupper, desto mindre blir riskutjämningen och därmed reduktionen i variationskoefficienten. I den försäkringstekniska utredningen har dessa samband mellan olika grödgrupper beräknats för skilda områden. Man har

61 därvid benämnt den över hela riket mest förekommande grödgruppen fodersäd basgröda och uttryckt de andra grödgruppernas samband med denna i avkastningshänseende såsom s. k. korrelationskoefficienler. Dessa koefficienter har framräknats ur skördeförhållandena 1922—51 (underbilaga M, tab. III sid. 413— 416). På grundval härav har utarbetats förslag till för 14 områden utjämnade korrelationskoefficienter (underbilaga M, tab. IV sid. 417). Av detta framgår att korrelationskoefficienten varierar mellan 0,14 och 0,65, det lägsta värdet avseende sambandet mellan fodersäd och hö, det högsta sambandet mellan fodersäd och vårbrödsäd. Brukningsenhetens variationskoefficient i den kombinerade försäkringen uppgår i regel till 10—20 procent av normskördevärdet och i medeltal för hela riket till 14 procent. Det torde icke bli så ovanligt att variationskoefficienten understiger 10 procent, men det kan på grundval av utförda studier bedömas som ytterligt sällsynt, att den blir så låg som 8 procent. Med hänsyn till vad tidigare anförts rörande lägsta nivå för självrisken, torde man för de lägre variationskoefficienterna kunna godta regeln självrisken = variationskoefficienten. Variationskoefficienter över 20 procent torde framförallt uppträda vid jordbruk med osäkra odlingsförhållanden och få grödgrupper, exempelvis vid omfattande oljeväxtodling. Vid stor odling av denna gröda är det möjligt, att mycket höga variationskoefficienter, till och med överstigande 35 procent, inom vissa områden kan uppnås. Om man skulle sätta självrisken lika stor som variationskoefficienten vid höga tal för denna, kan det vara befogat ifrågasätta om försäkringen är effektiv. Även om det får anses rimligt att brukningsenheter med osäkra skördeförhållanden bör stå en hög självrisk, får denna dock inte sättas så hög, att vederbörande jordbrukare kan råka ut för större förluster än han mäktar bära trots att han har skördeförsäkring. Utredningen har vid övervägandet av detta problem kommit fram till tre varandra kompletterande förslag till lösningar. Det ena är att självriskens storlek maximeras. Det andra innebär att en del av självrisken ersattes med en franchise. I det tredje föreslås att vid sidan om grundförsäkringen skall ges möjlighet att teckna en tilläggsförsäkring för en lägre självrisk än den i grundförsäkringen givna. Enligt utredningens mening är det icke rimligt, att någon jordbrukare skall behöva bära en enligt försäkringens regler framkommen förlust, som överstiger en tredjedel av normskördevärdet. Hur stora risker han än har i sin produktion måste en så stor förlust betecknas som katastrofal och därför skyddas genom försäkringen. I den försäkrings tekniska utredningen har utformats en regel för h u r en maximering av självrisken till 33 procent skall utföras (bil. 1 sid. 247). Denna regel innebär att, om variationskoefficienten för brukningsenheten överstiger 33 procent, sänkes självrisken ned till detta procenttal samtidigt som premien höjs så mycket som försäkringsmatematiskt motsvarar sänkningen. Det må i detta sammanhang påpekas att för att en variationskoefficient av nämnda storlek skall överskri-

62 das praktiskt taget hela brukningsenheten måste vara besådd med oljeväxter och därvid ligga i ett för oljeväxter osäkert odlingsområde. Utredningen förordar en maximering av självrisken till 33 procent enligt den ovan angivna regeln. Ett utbyte av en viss del av självrisken mot franchise medför att ersättningsbeloppen ökar i storlek utan att antalet ersättningar blir flera. Skyddet täcker med andra ord en större del av nettoförlusten och ersättningarna blir säkrare bestämda i förhållande till uppskattningsfelen. Samtidigt undgår man den ökning av antalet små ersättningsbelopp, som skulle uppkommit om självrisken i sin helhet sänkts. Å andra sidan ökar givetvis riskpremien då ersättningsbeloppen blir större, ökningen i riskpremien anges i tabell 4 för några olika alternativ. Tabell 4. Premiens ökning vid självriskens utbyte mot franchise Självrisk i % av variationskoefficienten

Franchise i % av variationskoefficienten

100 95 90 85 80 75 70

0 5 10 15 20 25 30

Premien ökar med

% 0 10 19 28 38 47 57

Utredningen har vid bedömning av hur stor del av självrisken, som bör ersättas med franchise, stannat för det alternativet att 20 procent bör ersättas med franchise. Detta innebär att självrisken sjunker till 80 procent av variationskoefficienten. Om maximeringsregeln för den tidigare självrisken överföres att gälla självrisk + franchise, blir den maximala självrisken 26,4 procent. Den lägsta självrisken för en brukningsenhet blir omkring 6 procent. I vanliga fall kommer självrisken att variera mellan 8 procent och 16 procent, och medeltalet för hela riket kommer att ligga vid 11,5 procent. Ersättningar utbetalas emellertid endast om ersättningsbeloppet (nettoförlusten efter avdrag av självrisk) överstiger 25 procent av självriskbeloppet. Premiebeloppet kommer för alla brukningsenheter, vilkas variationskoefficient understiger 33 procent, att stå i en enkel och konstant relation till självriskbeloppet. Riskpremien blir nämligen Ve av självrisken och totalpremien blir efter ett säkerhetstillägg av 20 procent för vissa regleringsändamål (se kap. IX, sid. 122 ff), 1/5 av självrisken. Som ovan anförts är för olika grödgrupper variationen i skördeutfallet och samtidigheten i skördeskadors uppträdande ej densamma i skilda delar av riket. Detta återspeglas i områdesolikheter för de variations- och kor-

63 relationskoefficienter, på vilka premieberäkningen grundas. Man har därvid infört ytterligare ett områdesbegrepp, premieenheten. Med en premieenhet avses ett område, inom vilket grunderna för premieberäkningen är desamma för alla brukningsenheter. Vid beräkningen av premiebeloppet för en viss brukningsenhet hämtas sålunda uppgifter om grödgruppernas arealer från brukningsenheten, normskördevärdena per ha från ersättningsenheten (eventuellt sammanfaller ersättningsenhetens och premieenhetens normskördevärden) samt de nämnda koefficienterna från premieenheten. Antalet premieenheter föreslås till 92 enligt indelning i försäkringstekniska utredningen (bil. 1 sid. 258 och underbilaga M, tab. V sid. 418). I bilaga 9 (sid. 539 ff) illustreras i ett tjugotal exempel hur en skördeförsäkring enligt dessa principer ungefärligen skulle ha verkat, om den varit i kraft perioden 1922—51. Exemplen har valts så att de representerar olika kombinationer av normskördevärden per ha och självriskprocenter. Givetvis innebär de en stark schematisering av verkligheten, då arealfördelningarna hållits konstanta under alla åren (de är hämtade ur 1956 års arealinventeringsmaterial) och justeringar ej kunnat göras för eventuella fel i skördeuppskattningarna. De visar dock att ersättningar skulle ha fallit ut företrädesvis i början av 1920-talet och under 1940-talet (de flesta ersättningarna år 1947), medan det under 1930-talet skulle ha utgått ytterst få ersättningar. Medan antalet ersättningar för de enskilda exemplen varierat mellan 3 och 7 under 30-årsperioden, har de i medeltal för alla exemplen motsvarat det teoretiskt förväntade antalet, 5 på 30 år. Först efter en ännu längre tidsperiod skulle för varje brukningsenhet det utgående antalet ersättningar närma sig det teoretiskt förväntade. Detta ger en tydlig bild av hur långsiktigt skördeskadeutjämningens problem är. Sammanfattningsvis bör självriskens storlek bestämmas sålunda: Självrisken bestämmes individuellt för varje brukningsenhet till ett tal, som i procent av normskördevärdet räknat är fyra femtedelar av den för brukningsenheten beräknade variationskoefficienten. Vidare tillkommer en franchise som utgör V4 av självrisken. Självrisk jämte franchise må dock icke överstiga 33 procent av normskördevärdet. Riskpremien beräknas till Ve och totalpremien (riskpremie jämte ovan berörda tillägg) till i/t av självrisken under förutsättning att variationskoefficienten icke överstiger 33 procent. Tilläggsförsäkring

för lägre

självrisk

Vid utformningen av de allmänna självriskbestämmelserna för skördeförsäkringen utgick utredningen som ovan anförts ifrån att den enskildes självrisk skulle vara direkt proportionell mot riskerna i hans växtodling, för så vitt inte självrisken därigenom blev alltför hög. Denna regel förutsätter alltså att jordbrukarna i allmänhet kunnat ordna sina ekonomiska

64 förhållanden så att de förmår möta de vanligast förekommande skördevariationerna vid deras brukningsenheter med egna medel. I det enskilda fallet kan det dock ligga till på ett annat sätt, exempelvis vid nyetablering eller i samband med stora investeringar, då knapphet på reserver föreligger. Möjligheterna att möta en skördenedsättning är därvid lägre än eljest. Särskilt i de fall självriskerna är relativt höga kan förluster, som faller inom självriskgränsen, försätta de drabbade i en bekymmersam ekonomisk situation. Det vore önskvärt att bereda sådana jordbrukare möjligheter till en lägre självrisk. Av nu nämnda skäl har utredningen övervägt möjligheterna att ordna ett system för reducerad självrisk. En möjlighet vore att inordna detta system direkt i grundförsäkringen. Detta skulle emellertid innebära att varje jordbrukare finge tillfrågas om den självrisk han önskade ta. En sådan anordning synes föga motiverad med hänsyn till det begränsade antal jordbrukare, som kan väntas ha speciella önskemål ifråga om självriskens storlek. Vidare är det av försäkringstekniska skäl, som berör tillförlitligheten i försäkringen (bil. 1 sid. 246), önskvärt att självrisken i så stor utsträckning som möjligt står i konstant förhållande till variationskoefficienten. Det har därför ansetts vara lämpligare att utforma systemet för en reducerad självrisk som en tilläggsförsäkring. Tilläggsförsäkringen innebär att en extra premie erlägges för skillnaden mellan självrisken i grundförsäkringen och den av brukaren önskade självrisken. Reduceringen av självrisken måste av försäkringstekniska skäl begränsas till vissa värden. Dels tillåter inte den begränsade precisionen i skördeuppskattningen att självrisken sättes alltför låg, dels kan frekvensen av ersättningsgilla skador bli för hög. Utredningen har med hänsyn till dessa synpunkter ansett en självrisk om 8 procent vara den lägsta, som försäkringstagaren bör kunna erhålla genom att teckna tilläggsförsäkring. Vidare har utredningen funnit det nödvändigt att begränsa nedsättningen av självrisken till maximalt hälften av självrisken i grundförsäkringen. Vid en större nedsättning skulle man nämligen erhålla en alltför stor frekvens av ersättningar per brukningsenhet räknat (oftare än vart tredje å r ) . Sänkningen av självrisken bör för att förenkla administrationen tillåtas endast för hela tiotal procent nedsättning av självrisken. I tabell 5 anges vilka premier i tilläggsförsäkringen som erhålles för givna självrisknedsättningar, då franchisebeloppet utgör 1/4 av det nedsatta självriskbeloppet. Premierna är angivna i procent av premien för grundförsäkringen. Utredningen förordar som system för lägre självrisk, att en tilläggsförsäkring må kunna tecknas, som innebär att självrisken i grundförsäkringen nedsättes med hela tiotal procent, dock till lägst halva denna och till lägst 8 procent av normskördevärdet. Franchise utgör ca 1/i av den lägre självrisken, d. v. s. franchisen reduceras i proportion till självrisken. För att undvika spekulation måste föreskrivas, att tilläggsförsäkring tecknas före

65 Tabell 5. Premier i tillåggsförsäkringen Självrisken reduceras med procenten

Tilläggspremie i procent av grundpremien

10 20 30 40 50

16 34 54 75 99

den 15 mars varje år. Den kan av naturliga skäl endast gälla ett år i sänder, eftersom grundförsäkringens självrisk på grund av förändringar i arealfördelningen vid den enskilda brukningsenheten i regel inte är densamma olika år. Enligt utredningens mening erhålles genom denna tilläggsförsäkring en tillräcklig elasticitet och variationsbredd i försäkringsskyddet. På grund härav och med hänsyn till kravet på enkel administration har utredningen icke velat framlägga förslag om någon ytterligare tilläggsförsäkring. En eventuell framtida utvidgning i detta hänseende kan betraktas som en tillämpningsfråga. Skördeförsäkringen

och skydd

mot speciella

skördeskador

Mot bakgrunden av det förslag till skördeförsäkring, som framlagts i det föregående, skall nu behandlas avgränsningsfrågor gentemot andra existerande skyddsformer mot speciella skördeskador. Vad först beträffar hagelskador är dessa i regel mycket lokala. Hagelovädren går ofta fram i smala stråk, kanske endast något hundratal meter breda. Det torde få bedömas som relativt ovanligt, att hagelskador i märkbar grad skulle påverka skörden för en ersättningsenhet i skördeförsäkringen. Hagelförsäkringen kommer därför att efter skördeförsäkringens tillkomst fungera som ett komplement till denna. De former, i vilka hagelförsäkringsrörelsen bedrivs och hagelskadorna uppskattas, är speciellt anpassade till skadornas natur. Vid bedömning av frågan om en direkt samordning mellan skördeförsäkringen och hagelförsäkringen har utredningen funnit, att de båda försäkringsformerna är av så olikartad natur att intet skulle vinnas genom en dylik samordning. Vad sedan beträffar älgskadorna är de i än högre grad än hagelskadorna lokala. I regel gäller skadorna enstaka fält eller delar av fält. Det förefaller ytterst osannolikt att älgskador skulle kunna nedsätta en ersättningsenhets skörd i mätbar grad. Älgskadeskyddet kan då också väntas fungera som ett kompletterande skydd till skördeförsäkringen efter dess tillkomst. Frågan om en direkt samordning mellan skördeförsäkring och älgskadeskydd saknar aktualitet. 5—708143

66 Tabell 6. Ungefärliga normskördevärden (v) och självrisker (s) för ren försäkring i kr I ha vid priser hösten 1957 Höstsäd

Fodersäd

Vårsäd

Potatis

Område

01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39

v

s

v

s

v

s

v

s

1 120 900 760 650 660 730 670 820 760 590 710 780 820 650 850 720 990 1 130 870 930 950 760 660 670 610 840 740 620 660 710 610 510 640 560 610 490 760

224 200 152 154 170 170 142 233 194 164 213 220 247 186 213 193 272 288 290 213 282 205 188 196 150 248 178 142 146 142 150 108 126 111 141 202 97

1100 920 760 660 640 670 660 770 710 570 650 720 740 610 760 640 770 980 820 800 800 610 560 570 530 710 700 660 580 590 530 480 850 600 390 590

198 138 169 128 144 175 105 127 123 100 153 138 147 142 129 111 136 128 172 118 154 119 117 125 102 135 111 99 153 116 101 109 174 79 78 196

800 630 530 440 420 460 420 490 450 360 410 460 470 410 500 420 530 650 520 510 510 420 380 380 350 450 440 400 400 430 350 450 530 510 460 500 470 450

71 60 54 52 65 77 43 61 56 51 55 54 50 58 48 51 59 54 71 53 59 64 56 50 51 52 41 40 48 61 51 71 104 66 107 87 57 95

2 960 3 140 2 650 3 890 2 950 1 820 3 820 3 490 3 460 2 610 2 920 3 400 3 780 2 770 3 590 3 590 3 650 3 840 3 700 3 440 3 430 3 440 3 140 3 510 3 290 2 930 3 640 3 610 3 760 3 640 3 290 3 820 4 370 4 010 4 790 4 760 5 430 4 590

394 384 348 685 525 339 686 780 785 619 739 775 832 915 619 675 595 477 891 540 572 716 583 697 642 618 747 687 624 592 642 653 705 658 1 086 1 149 1 242 693

Fabrikspotatis

Matpotatis Område

1 2 3 4

v

s

v

s

3 440 3 530 3 650 4 080

457 432 478 718

1 660 1 690 1 730 2 250

221 208 228 397

Sammanfattning av skördeförsäkringens teknik Utredningens förslag till skördeförsäkring avser en grundförsäkring i form av en kombinerad allrisk-försäkring, kompletterad med en tilläggs-

67 Tabell 6. Forts. Sockerbetor

Olje växter

Hö

Område

01 02 03 0-1 05 06 07 08 09 10 11 12 13 M 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39

2 870 2 540 2 580 2 210 2 230 2 370

317 455 345 297 313 317

2 080

2 020 2 110 2 330 2 220 2 150 2 290 2 310 2 420

419 367 272 403 315 277 413 298

2 250

730 660 580 470 460 500 390 640 530 310 480 560 480 470 390 490 540 600 590 520 570 480 320 470 390 470 530 410 400 460 390 350 410 480 400 450 480 420

105 115 101 101 112 112 61 130 96 56 111 120 93 76 60 89 94 103 103 78 83 79 61 84 59 68 83 65 59 58 59 58 73 67 91 81 83 76

1 170 1 170 1 160 1 000 1 120 1 170 850 1 070 940 840 1 020 1 000 1 020 870 980 1 140 1 020 1 020 1 020 1 040 1 020 910 780 650 680 1 050 960 850

252 252 253 271 258 252 273 248 260 274 242 249 242 271 253 251 249 242 242 313 242 308 244 230 239 344 257 273

försäkring. Försäkringen omfattar flertalet i jordbruket odlade växtslag fördelade på sju huvudgrupper av grödor. Försäkringen ger skydd mot nettoförluster av en brukningsenhets kombination av dessa grödgrupper. Brukningsenhetens skördevärde för varje grödgrupp beräknas med ledning av det områdesvis uppskattade hektarskördevärdet för grödgruppen och den för brukningsenheten uppgivna arealen av grödgruppen. Nettoförlusten för en viss brukningsenhet under ett skadeår beräknas till skillnaden mellan brukningsenhetens beräknade totala normskördevärde och beräknade totala aktuella skördevärde. Vid beräkning av normskördevärdet användes för varje grödgrupp det normalt förväntade hektarskördevärdet och vid beräkning av det aktuella skördevärdet skadeårets hektarskördevärde.

68 Ersättningen erhålles efter vissa avdrag från denna nettoförlust. Dessa avdrag benämnes självrisk och franchise och står i konstanta relationer till brukningsenhetens skördevariation. Skördevariationen bestämmes särskilt för varje brukningsenhet genom en sammanvägning av vissa för premieenheter grödgruppsvis fastställda tal (variations- och korrelationskoefficienter) med brukningsenhetens arealer av grödgrupperna. Det så erhållna måttet på skördevariationen kallas brukningsenhetens variationskoefficient. Självrisken utgör 80 procent av brukningsenhetens variationskoefficient. Franchisen utgör V* av självrisken. Den syftar till att undgå utbetalning av en mängd små ersättningsbelopp per ha. Ersättningsbeloppet utgör skillnaden mellan nettoförlusten och självriskbeloppet; dock utgår ingen ersättning om denna skillnad understiger franchisebeloppet. Totalpremien för försäkringen står i direkt relation till självrisken vid variationskoefficienter som understiger 33 procent, då den utgör V« av självrisken. Det nu sagda skall illustreras med en förenklad metod för beräkning av ungefärliga premier i grundförsäkringen. Vidare ges ett exempel på premieberäkningen och ett tänkt ersättningsfall. Premien för en brukningsenhet beräknas på följande sätt: I tabell 6 anges ungefärliga normskördevärden och självriskbelopp per ha vid prisläget hösten 1957 för de sju huvudgrupperna av grödor och för vissa grupper av premieenheter. Områdessiffrorna i tabellen är de två första i de premieenhetsnummer, som är angivna på kartorna i underbilaga M, sid. 465 och 466 (vidare finns en församlingsförteckning i underbilaga K sid. 351 ff och en nyckel till nummerindelningen i underbilaga M tab. V sid. 418). Arealerna för de på sid. 44 angivna grödgrupperna bestäms. Dessa multipliceras med de självriskbelopp per ha och grödgrupp som anges i tab. 6 för brukningsenhetens premieområde. Summan av produkterna utgör s u m m a n av självriskbeloppen för rena försäkringar. Den kombinerade försäkringens självrisk erhålles genom att reducera detta självriskbelopp med ett tal som beror på antalet grödgrupper. Detta tal utgör i allmänhet 20 å 25 procent. En ungefärlig metod att bestämma talets storlek är följande: Multiplicera brukningsenhetens areal av sockerbetor och potatis med 3 men låt de övriga grödgruppernas arealer vara oförändrade. Den grödgrupp som därefter har den största vikten kallas huvudgröda. Räkna efter hur många andra grödgrupper som har en vikt av minst 30 procent av huvudgrödans. Lägg samman övriga grödgrupper, som inte har så höga vikter, och undersök om summan av dessas vikter överstiger 30 procent av huvudgrödans. Det reducerade antalet grödgrupper blir då huvudgrödan + antalet andra grödgrupper med en vikt av minst 30 procent av huvudgrödan + eventuellt (om summan av de återstående grödgruppernas vikter överstiger 30 procent av huvudgrödan) 1. Reduktionen av självriskerna framgår av tabell 7.

69 Tabell 7. Ungefärlig självriskreduktion vid kombinerad försäkring Reducerat antal grödgrupper 1 2 2 3 mer än 3

Kombinationer av grödgrupper

alla kombinationer kombinationer ej innehållande sockerbetor och potatis övriga kombinationer alla kombinationer

»

»

Självrisken reducer, med procenten 0 15 20 25 30

Sedan självrisken på angivet sätt beräknats för brukningsenheten, erhålles den ungefärliga totalpremien genom att dividera självriskbeloppet med 5. För exemplet väljes en brukningsenhet i Uppland i premieenheten, som börjar med siffrorna 20 och har följande arealfördelning höstsäd 2,5 ha fodersäd 7,0 » potatis 0,5 » hö 10,0 » Summa 20,0 ha Summan av självriskerna för rena försäkringar blir 1 954 kr. (213 • 2,5 + 53 • 7,0 + 540 • 0,5 + 78 • 10,0). Detta belopp reduceras därefter med 25 procent, eftersom det reducerade antalet grödgrupper är 3 (hö är huvudgröda, 30 procent av vikten 10,0 är 3,0 vilket tal överskrides av vikten för fodersäd samt summan av vikterna för höstsäd och potatis, 2,5 + 1,5). Den kombinerade försäkringens självrisk blir 1 465 kr. och franchisen en fjärdedel därav, 366 kr. Premien blir en femtedel, 293 kr. Antag nu att skada inträffat på höstsäd och fodersäd med 25 procents skördenedsättning, medan potatisskörden och höskörden är normal enligt uppskattningar för ersättningsenheten. Antag vidare för enkelhets skull att normskördevärdena i ersättningsenheten är desamma som i premieenheten. Brukningsenhetens totala normskördevärde blir då 12 815 kr. (930 • 2,5 + 510 -7,0 + 3 440 • 0,5 + 520 • 10) och dess totala aktuella skördevärde 11346 kr. (698 • 2,5 + 383 • 7,0 + 3 440 • 0,5 + 520 • 10,0). Nettoförlusten är alltså 1 469 kr., vilket är mer än självrisken, men ersättning utgår inte på grund av franchisen. Skulle däremot också höskörden ha nedsatts med exempelvis 10 procent, skulle nettoförlusten ha blivit 1 989 kr. och ersättning ha utgått med 524 kr. För att möjliggöra en sänkning av självrisken anordnas en särskild tillläggsförsäkring. Sålunda får tecknas tilläggsförsäkring för hela tiotal procent sänkning av självrisken, dock till lägst halva grundförsäkringens självrisk och till lägst 8 procent av normskördevärdet. Beträffande premiens storlek vid olika reduktioner av självrisken, se tab. 5 sid. 65. De data, som användes i skördeförsäkringen för beräkning av premier och ersättningar, hänför sig dels till brukningsenheten (arealer av grödgrupper) dels till tre olika områdesbegrepp, skördeuppskattningsområden, ersättnings-

70 enheter och premieenheter. Skördeuppskattningsområdet är den minsta enheten och är det område för vilket uppskattning av den aktuella skörden skall ske. Antalet sådana områden avses bli cirka 400 (se kap. VIII). Ersättningsenheten består av ett eller flera skördeuppskattningsområden och är det område, för vilket normskördevärden och aktuella skördevärden per ha och grödgrupp fastställes. Antalet ersättningsenheter blir beroende av det statistiska underlaget för att fastställa dessa värden, men det är angeläget att antalet redan från början blir av storleksordningen 300 och inom så få år som möjligt ökas till cirka 400. Premieenheten består av en eller flera ersättningsenheter och är det område, för vilket skördevariationstalen för beräkning av premie och självrisk fastställes (variations- och korrelationskoefficienter). 1 Antalet premieenheter föreslås till 92. Gränsdragningen mellan de olika områdena, antalet områden samt i vilken grad områden av olika typer skall sammanfalla eller bilda under- respektive överindelningar, är tillämpningsfrågor i skördeförsäkringen, som måste ägnas stor uppmärksamhet om försäkringen skall kunna erhålla tillräcklig effektivitet. Enligt utredningens mening bör redan före starten av försäkringen den områdesindelning som använts i den historisk-statistiska undersökningen underkastas noggrann granskning av därför sakkunniga organ, såsom hushållningssällskapen och deras gillen. Med ledning härav och med beaktande av statistiskt material avseende tiden efter 1951 bör försäkringsmyndigheten vidta erforderliga justeringar i områdesindelningen. Med användning av områdesindelningen följer alltid gränsproblem, exempelvis att det vid skördeskada utgår ersättning till en brukningsenhet på ena sidan av en gräns medan det till en annan närliggande brukningsenhet på andra sidan gränsen inte utgår någon ersättning. Det får då observeras att olikheter i ersättningar mellan två närliggande brukningsenheter enligt försäkringens konstruktion uppträder så snart skillnader i deras arealfördelning föreligger. Denna effekt på ersättningen måste strängt skiljas från effekten av olikheter på ömse sidor om en områdesgräns i skördenedsättning per grödgrupp. En förändring i en områdesgräns kräver noggranna statistiska undersökningar innan den genomföres. En gräns bör därför bli bestående, till dess att tillräckliga nya erfarenheter erhållits, som eventuellt kan motivera en gränsändring. Det är svårt att tillfälligt ändra områdenas gränser efter den utsträckning skördeskadorna har ett visst år. Visserligen är det kanske tekniskt genomförbart att dra upp tillfälliga gränser med hänsyn till de aktuella skördedata, men för ersättningsberäkningen spelar 1 I den försäkringstekniska utredningen (bil. 1, k a p . 11, sid. 236) har redogjorts för en annan metod att differentiera försäkringen. Enligt denna metod baseras premierna på normskördevärdena för premieenheterna. I ersättningsberäkningen tas däremot hänsyn till olikheterna i normskördevärden mellan ersättningsenheterna. Då båda metoderna ger i stort sett samma resultat, blir valet av metod en tillämpningsfråga, där tekniska lämplighetssynpunkter får fälla avgörandet.

71 norm skördedata en minst lika stor roll. Dessa data kan inte anpassas på samma sätt. Vidare påverkas balansen mellan premier och ersättningar både i det enskilda fallet och totalt. Därjämte försvåras framtida premiekalkyler. Skulle emellertid gränsdragningen i något eller några fall få orimliga eller starkt stötande konsekvenser för enskilda brukningsenheter, får frågan om en eventuell korrigering tas upp av det organ, som skall ha hand om tillämpningen av försäkringsbestämmelserna.

KAPITEL V Anslutningen till s k ö r d e s k a d e s k y d d e t

Enligt direktiven har utredningen i uppdrag att utforma ett permanent skydd mot förluster för jordbrukare som drabbas av skördeskador. Utredningen har funnit att grunden i ett sådant permanent skydd bör bestå av en skördeförsäkring. Enligt den teknik som föreslagits i kap. IV bestämmes skyddet i viss mån individuellt för varje brukningsenhet liksom också kostnaderna (premierna) härför. Den enskilde jordbrukaren beredes alltid tillfälle att bedöma skyddets storlek och bilda sig en uppfattning om värdet för honom av att delta i skyddet. Möjligheter härtill har icke förelegat tidigare, då hjälpåtgärderna vid större skördeskador anpassats efter de tillfälliga förhållandena. I ett permanent system av angivet slag blir å andra sidan rätten till skydd sammankopplad med krav på vissa motprestationer. Fråga uppkommer då, om anslutningen till skyddet bör göras obligatorisk, d. v. s. tvingande, eller om den enskilde jordbrukaren själv kan få välja om han vill delta i skyddet eller inte. I det senare fallet måste prövas, vilken anslutning som ur försäkringstekniska eller andra skäl bör krävas, för att försäkringen över huvud taget skall kunna genomföras till rimliga kostnader. Det är ett allmänt intresse, att en fullständig anslutning erhålles av alla som står risker för skördeskador och därvid har behov av ett särskilt skydd mot förluster av dessa. I det nya prissystem som infördes 1956 saknas, som beskrivits i kap. III, praktiskt taget helt skydd mot skördeskador. Det förutsattes vid dess införande att ett permanent skydd skulle ersätta de tidigare skyddsformerna. Betraktat som ett ur prisregleringssystemet utbrutet led med syfte att stabilisera jordbrukarnas inkomster bör det permanenta skördeskadeskyddet helt naturligt vara allmänt. För den enskilde jordbrukaren är det däremot inte alltid lika naturligt att delta i skördeskadeskyddet. Hans jordbruk ligger kanske i en ur väderlekssynpunkt stabil trakt och har genom mångsidig växtodling en hög riskutjämning. Eftersom större skördeskador på grund härav är sällsynta i ett sådant område, ligger det nära till hands att jordbrukaren föredrar att bära risken själv framför att teckna en försäkring. Han kan ju även ha möjlighet att täcka förluster med egna medel. Även i de fall då riskerna är större, föreligger det kanske möjligheter för honom att möta förlusterna genom att ta i anspråk egna medel eller resurser. Den enskilde

73 kan under åratal ha byggt upp en reserv av sparmedel för bl. a. detta ändamål. Det kan också tänkas, att han kan lösa sitt ekonomiska problem vid skördeskada genom att realisera andra tillgångar, såsom djur och skog. För ett betydande antal personer, som driver jordbruk, är t. o. m. en stark skördenedsättning av begränsad ekonomisk betydelse, därför att huvuddelen av dessa personers inkomster härrör från annan verksamhet (såsom vid stöd- och deltidsjordbruk). Man kan diskutera det samhällsekonomiskt lämpliga i att använda resurser disponerade för djurskötsel, skogsskötsel och annan verksamhet för att möta förluster av skördeskador, men för den enskilde är ett sådant sätt att täcka förluster en praktisk realitet. Han har ju också hittills i huvudsak varit hänvisad därtill. I den mån den enskilde har möjligheter att själv täcka sina förluster, synes honom behovet av ett särskilt skördeskadeskydd mindre framträdande. Den kostnad som kan åsamkas honom genom ett deltagande i detta skördeskadeskydd betraktas kanske som onödig, då han själv kan bära risken för eventuellt större förluster. För den enskilde jordbrukaren k a n det vidare framstå som en nackdel, att skördeförsäkringen erbjudes enbart i dess kombinerade form. I regel är det en eller några grödor som är utsatta för större risker än de andra och den enskildes intresse av skydd avser då främst dessa grödor. Om en begränsad del av hans åkerareal är besådd med de mera riskbetonade grödorna, skulle hans premier i viss mån kunna begränsas genom att enbart försäkra denna del. Det kan med hänsyn till nu anförda synpunkter anses som skäligt, att den enskilde beredes tillfälle att överväga sin anslutning till skördeskadeskyddet på basis av en jämförelse mellan kostnaden och skyddet. Även andra omständigheter kan anses tala för en sådan uppfattning. Det har inte varit möjligt för utredningen att konstruera en skördeförsäkring, där full hänsyn tas till den enskildes risker och behov av skydd. Det föreslagna systemet verkar schematiskt genom att hektarskördarna för de olika grödgrupperna bestämmes områdesvis. Den enskilde jordbrukaren har i regel i fråga om en eller flera grödgrupper hektarskördar (såväl normskördar som aktuella skördar) vilka avviker från områdesgenomsnitten. En betydande hänsyn till den enskildes förhållanden tas visserligen genom att arealfördelningen för hans eget jordbruk användes vid beräkning av självrisk och ersättning och genom möjligheten att teckna tilläggsförsäkring för lägre självrisk. Likväl kan skyddet i vissa fall bli otillräckligt för att täcka hans behov. Denna brist i skördeförsäkringens effektivitet k a n inte helt upphävas genom de kompletterande skyddsformer av olika slag, vilka närmare diskuteras i kap. VI. Vidare bör framhållas att skördeförsäkring är en för Sverige helt ny och oprövad skyddsform. Av de utländska erfarenheterna är det endast ett fåtal som har värde för svenska förhållanden. Mest lik den här föreslagna är den kanadensiska skördeförsäkringen, som dock är ännu mer schema-

74 tisk, då skördeuppskattningen är begränsad till vete och uppdelad på endast ett tjugotal mycket stora områden. Kritik har riktats mot den kanadensiska skördeförsäkringen bland annat i syfte att genom en ökad differentiering av det statistiska underlaget och ändringar i ersättningsreglerna förbättra dess effektivitet. Det kan väntas att liknande kritik kommer att riktas mot en svensk skördeförsäkring särskilt under de första verksamhetsåren, därför att åtskilliga problem kan uppträda som i de tekniska utredningarna inte kunnat förutses eller helt lösas. Visserligen kan det förutses, att försäkringsskyddet successivt kommer att omformas i syfte att eliminera bristerna för framtiden, men detta kominer att ta tid. Å andra sidan är statens medverkan förutsättningen för att det föreslagna systemet för skördeskadeskydd skall komina till stånd. De oregelbundet återkommande skördeskadorna medför så starkt varierande ersättningsbelopp, att staten måste stå en betydande ekonomisk garanti för systemet, så länge tillräckligt stora fonder saknas och så länge osäkerhet kvarstår i fråga om premiekalkylerna. Vidare föreslås staten omhänderha administrationen och skördeuppskattningen samt svara för kostnaderna härför. Om en del jordbrukare, som har behov av skördeskadeskydd, likväl inte ansluter sig till systemet, föreligger risk för att staten utöver sina åtaganden i skyddssystemet även kan få hjälpa dessa. Visserligen förutsätter utredningen att vid frivillig anslutning de som avstår från möjligheten att ansluta sig icke skall kunna göra anspråk på hjälp i andra former. Men om de som står utanför är många och råkar drabbas av svåra skador, kan samhället på grund av opinionens tryck eller förlusternas storlek tvingas frångå nämnda princip. De nu anförda omständigheterna medför, att staten måste ställa vissa minimikrav på anslutningens storlek. För en hög anslutning talar också det skälet, att ju lägre anslutningen är, desto dyrare blir skördeskadeskyddet räknat per ansluten brukare. Apparaten för skördeuppskattning och administration måste ha en viss minsta storlek för att fylla sitt ändamål. Vissa kostnader kan komma att öka även absolut sett, därför att m a n tvingas använda andra arbetsformer för verksamheten, exempelvis i fråga om ackvisitionen, vid en liten anslutning. Med hänsyn till den ökade risk för spekulation mot försäkringen, som uppträder vid liten anslutning, måste också premierna beräknas högre. Alternativt måste områdesindelningen i försäkringen göras grövre, vilket minskar försäkringens effektivitet och ökar anspråken på de kompletterande skyddsformerna. Då dessa skall finansieras ur fonderna, innebär anspråken ökad belastning på statens garanti för fonderna. Vid utformningen av förslag rörande anslutningen i det permanenta skördeskadeskyddet har de nu anförda synpunkterna varit vägledande. Utredningen har ansett sig böra framlägga två alternativa förslag i denna fråga. Det ena innebär en obligatorisk anslutning med schematiska regler

75 för undantag av dem som saknar behov av särskilt skördeskadeskydd. Det andra är en frivillig anslutning med vissa krav på dess omfattning för att staten skall medverka, Gemensamt för de båda förslagen är att de avser ett skördeskadeskydd, som består av en kombinerad grundförsäkring, en tilläggsförsäkring för lägre självrisk samt skördeskadelån. Eventuellt skördeskadekonto, resultatutjämningsförfärande eller dylika åtgärder innefattas inte i systemet för det permanenta skördeskadeskyddet, då deras förutsättningar att tjänstgöra som skydd är mycket speciella av skäl som utvecklats i kap. III (sid. 34 ff). I de fall förutsättningarna är uppfyllda kan de givetvis fungera som ett kompletterande skydd, men betydelsen härav väntas inte bli sådan, att frågan om det permanenta skördeskadeskyddets utformning påverkas av deras förekomst. Gemensam är vidare frågan om vem som skall ha rätt respektive skyldighet att ansluta sig till skördeskadeskyddet. Som regel bör brukaren vara den, som ansluter sig, d. v. s. innehavaren eller, om jordbruket är utarrenderat, arrendatorn. I de fall annan person än brukaren uppbär intäkterna av produkter från försäkringsbara arealer, exempelvis vid rotköp, bör det lämnas möjlighet för ansluten brukare att överlåta rätten till skördeskadeskydd till denne. Skulle brukaren inte vara ansluten, bör det ges möjlighet för sådan person att ansluta sig på samma villkor som skulle gällt för brukaren. Om en brukningsenhet byter brukare i samband med dödsfall, försäljning, nytt arrende eller annan överlåtelse, bör rätten eller skyldigheten automatiskt överföras på den nye brukaren. Fråga kan också i vissa fall uppkomma, till vilken ersättnings- och premieenhet de arealer som handhas av en brukare skall räknas. Det är exempelvis möjligt, att en brukare driver ett jordbruk vars arealer sträcker sig över gränsen mellan två sådana områden men i övrigt är sammanhängande. I regel bör då jordbruket räknas till det område, där den största delen av arealen är belägen, eller om tveksamhet därom råder, till det område där brukningscentrum ligger. En brukare kan också gemensamt sköta från varandra avskilda arealer, som ligger i olika områden. Om arealerna är att hänföra till en brukningsenhet, d. v. s. skötes med samma arbetsstyrka, bör nyssnämnda regel tillämpas. Är de i stället hänförliga till två eller flera brukningsenheter, skall brukningsenheterna anslutas var för sig. I det följande beskrivs de båda anslutningsförslagen var för sig, varefter deras för- och nackdelar diskuteras. Skördeskadeskydd

med obligatorisk

anslutning

Obligatorisk anslutning innebär, att alla som brukar brukningsenhet av viss minsta storlek och som odlar ett eller flera av de i skördeförsäkringen ingående växtslagen (sid. 44), på grund av stadgande i lag anslutes till skördeskadeskyddet. Brukarna ålägges därvid skyldighet att betala pre-

76 mier enligt fastställda regler. I gengäld tillförsäkras de rätt till ersättning enligt reglerna för grundförsäkringen, då de drabbas av skördeskador, samt rätt att teckna tilläggsförsäkring enligt härför meddelade bestämmelser, varjämte de bereds möjlighet att söka skördeskadelån. Kravet på att brukningsenheten skall ha en viss minsta storlek betingas av dels den begränsade ekonomiska betydelse som ett skördeskadeskydd i regel har för en brukare av ett litet jordbruk, dels administrativa skäl. Den minsta storleken föreslås utformad enbart som en nedre arealgräns. Nedan diskuteras två alternativa arealgränser, nämligen 2 och 5 ha försäkringsbar areal. Dessa gränser svarar ungefär mot totalpremierna 30 och 75 kronor i grundförsäkringen. Antalet brukningsenheter som vid dessa skulle anslutas till skördeskadeskyddet kan inte exakt beräknas, men torde med ledning av uppgifter om antalet brukningsenheter med minst 2 respektive 5 ha åker kunna approximeras till cirka 260 000 respektive cirka 180 000. Brukarna av jordbruk i storleken 2—5 ha innehar en sammanlagd areal av cirka 300 000 ha åker. Kännetecknande för dessa brukare är, att många av dem har omfattande bisysslor eller huvuddelen av sina inkomster från förvärvsverksamhet utanför jordbruket. Det kan nämnas, att enligt 1950 års folkräkning hade 15 procent av ägarna av jordbruk i denna storlek annat huvudyrke. Enligt en — tämligen osäker — jämförelse mellan 1951 års jordbruksräkning och 1950 års folkräkning skulle cirka 60 procent av arrendatorerna ha annat huvudyrke. Dessa siffror har troligen stigit väsentligt under senare år. Enligt ekonomiska undersökningar (räkenskapsresultat och deklarationsundersökningar) utgör i denna storleksgrupp brukarnas inkomster från annan verksamhet i allmänhet 30—50 procent av de totala inkomsterna. Vid nu ifrågavarande jordbruk sker vidare en betydande årlig nedläggning och sammanläggning. Det innebär då också att antalet arealförändringar är stort. För att en obligatorisk anslutning skall fungera är det nödvändigt, att en effektiv kontroll av anslutningens fullständighet kan etableras. Med hänsyn till de omfattande förändringar i brukningsförhållandena som sker vid det mindre jordbruket, kan denna kontroll bli besvärlig och, då det är fråga om ett mycket stort antal brukningsenheter, tidsödande och dyrbar. Arealgränsen bör därför sättas så hög att kostnaden för kontrollen blir rimlig i förhållande till försäkringens värde. Då brukarna av små arealer i så stor utsträckning som angivits ovan erhåller en stor del eller större delen av sina inkomster från annan verksamhet och denna del synes växa snabbt, torde deras möjligheter att själva täcka förluster vara goda och efter hand öka. De belopp som kommer att utgå vid skördeskada vid dessa brukningsenheter blir ju också i regel små, vilket belyses av ett exempel. Vid ett jordbruk med 5 ha försäkrad areal där premien är 75

77 k r / å r blir, då medelfrekvensen av ersättningsgilla skador är en vart sjätte år, medelersättningen per skada 450 kronor. För jordbruk med mindre arealer blir ersättningarna proportionsvis lägre. Det synes med hänsyn härtill inte vara skäl att sätta en arealgräns lägre än 5 ha. Utredningen har med beaktande av nu anförda skäl ansett sig böra föreslå en nedre arealgräns om 5 ha försäkringsbar areal för obligatorisk anslutning. Samtidigt föreslår utredningen att möjlighet skall stå öppen för brukningsenheter med en försäkringsbar areal mellan 2 och 5 ha att frivilligt ansluta sig. Administrationskostnaderna torde inte öka så mycket därigenom. Utredningen har vidare övervägt möjligheterna att införa schematiska undantagsregler för jordbrukare som, trots att de brukar försäkringsbar areal, likväl anser sig icke ha behov av särskilt skördeskadeskydd på grund av att även svåra skadeförluster är av ringa ekonomisk betydelse för dem. De regler som skulle kunna tänkas ifrågakomma i sådant hänseende måste grundas på skördestatistik och deklarationsmaterial. Det har visat sig att det skulle medföra ett betydande arbete att öva kontroll över tillämpning av sådana regler, då de förhållanden som skulle ligga till grund för dem skiftar starkt från år till år. Även om man accepterar en viss variation i dessa förhållanden och utför kontroller med vissa års mellanrum, ställer sig kontrollerna dyrbara. Dessutom har det visat sig vanskligt att fastlägga reglerna som sådana. Utredningen har därför nödgats avstå från ytterligare undantagsbestämmelser. Utredningen har funnit att anslutningsskyldigheten bör gälla även juridiska personer, då det bland dem säkerligen finns ett ej ringa antal som har otillräckliga möjligheter att själva täcka förluster av skördeskador. Skördeskadeskydd

med frivillig

anslutning

Vid frivillig anslutning till skördeskadeskyddet skall alla som brukar försäkringsbar areal ej understigande två hektar ha rätt att ansluta sig. Mellan brukaren och huvudmannen för skördeskadeskyddet upprättas före den 15 mars avtal gällande till 15 mars året därpå och försett med klausul att avtalet automatiskt förlänges ytterligare ett år, om icke uppsägning skett från någondera sidan senast sex månader före avtalstidens utgång. I avtalet förbinder sig brukaren att erlägga de premier som belöper på hans brukningsenhet för de arealer av olika grödgrupper, som förefinns vid denna den 1 juni avtalsåret. Han erhåller rätt till ersättningar enligt reglerna för grundförsäkringen samt möjlighet att söka skördeskadelån. I avtalet kan vidare ingå en särskild klausul om tilläggsförsäkring för lägre självrisk än som beräknats enligt grundförsäkringen. Att avtalet bör löpa per 15 mars motiveras med att det är önskvärt att undvika en spekulation i skördeskadeskyddet med ledning av väderleksförhållandena i början av vegetationsperioden. Den angivna tidpunkten

78 är med tanke på höstsådda växtslag och fleråriga vallgrödor för sen, särskilt för de sydligaste landsdelarna. Men med hänsyn till den stora omfattningen av ägo- och arrendebyten i mitten av mars har det icke ansetts lämpligt att ange en tidigare tidpunkt. Uppsägningstiden är med hänsyn till höstsådden för kort, men utredningen har inte ansett det skäligt att för det ettåriga avtalet kräva längre uppsägningstid. Utredningen har på grund av spekulationsriskerna diskuterat, om inte avtalstiden generellt borde gälla flera år. Den har därvid funnit det ytterligt önskvärt att långa avtalstider uppnås, men anser detta vara en tillämpningsfråga. Exempelvis kan genom ett lämpligt utformat rabatteringssystem avtal bundna på flera år göras mer förmånliga än avtal med här föreslagen minimitid. Som anförts tidigare avser det permanenta skördeskadeskyddet att ersätta tidigare former för stödåtgärder i samband med skördeskador. Det innebär att inga tillfälliga hjälpåtgärder kan komma ifråga utom ramen för det permanenta skördeskadeskyddet, oavsett vilka skördeskador de icke anslutna drabbas av. Det torde vara nödvändigt att hålla på denna princip, enär i annat fall orättvisa skulle uppstå, varjämte anslutningen skulle väsentligt nedgå, om icke anslutna jordbrukare i händelse av skördeskada skulle erhålla ersättning oaktat de icke burit några kostnader för skyddet. Å andra sidan torde denna princip vara svår att upprätthålla, såvida icke anslutningen blir ganska allmän bland dem som har behov av skydd. Med hänsyn till det allmännas intresse att det stora flertalet av dem som har ett verkligt behov av skördeskadeskydd omfattas av detta, med tanke på statens i förhållande till premieinkomsten stora risktagande samt med hänsyn till de per ansluten höga administrationskostnaderna vid ringa deltagande, har utredningen ansett det nödvändigt att kräva en viss minimianslutning för att skördeskadeskyddet i dess frivilliga form skall komma till stånd. Kännedom om anslutningsintresset kan erhållas exempelvis i form av en försöksteckning. Det är givetvis förenat med stora svårigheter att fixera kravet på minimianslutningen, då kännedomen om hur många som saknar behov av särskilt skördeskadeskydd eller som kommer att kunna täcka förluster av skördeskador med egna medel är mycket begränsad. Här skall likväl söka anges, vilken nivå som rimligen bör eftersträvas. Därvid utgår utredningen från att minimianslutningen skall anges i areal och inte i antal brukningsenheter, i vilket fall man skulle komina att bli i alltför hög grad beroende av de små jordbrukens anslutning. Som mått på en hundraprocentig anslutning användes arealen vid obligatorisk anslutningsskyldighet, d. v. s. all areal vid brukningsenheter med mer än 5 ha försäkringsbar areal. Denna anslutning kan beräknas motsvara cirka 3,2 miljoner hektar åker. Arealen för jordbruk, som har en så stark riskutjamning att behov av skydd i försäkringsmässig mening saknas, torde vara ytterst begränsad

79 och kan bortses från i detta sammanhang. Huvudsaklig vikt får i stället läggas vid arealer, vilkas brukare kan anses ha möjlighet och av den anledningen väntas föredra att täcka förluster med egna medel. Dit hör då jordbruk med mycket låga risker och stark riskutjämning såsom ett antal större jordbruk i södra Sverige. Deras areal kan uppskattas till 100 000 ha. Brukare med huvudsakliga inkomster av verksamhet utanför jordbruket förekommer i ett icke ringa antal, framför allt vid jordbruk med 5—10 ha åker. Deras areal uppskattas också till 100 000 ha (motsvarande 15 procent av åkerarealen i storleksgruppen 5—10 h a ) . Till jordbruk med betydande tillgångar av skog hänföres brukningsenheter med mer än 50 ha skog. Deras areal uppskattas till 650 000 ha. Av juridiska personer i egen regi drivna jordbruk har en areal av uppskattningsvis 50—100 000 ha. De juridiska personer, som kan väntas själva verkställa riskutjämning, uppskattas ha en areal av 50 000 ha. Sammanlagt skulle nu nämnda kategorier bruka 900 000 ha. Bland brukarna av de återstående 2,3 miljoner hektaren torde en del ha tillräckliga reserver för att möta förluster av skördeskador. Hur stor del är icke möjligt att uppskatta. Utredningen har för sin del, med ledning av nämnda uppgifter och allmänna överväganden, funnit sig böra föreslå ett minimikrav för skördeskadeskyddets igångsättning vid frivillig anslutning om 60 procent av den areal, som skulle vara anslutningsskyldig vid obligatoriet. Synpunkter

på de två

anslutningsfårslagen

Utländska erfarenheter ger ingen direkt vägledning för valet mellan obligatorisk eller frivillig anslutning. Emellertid torde följande uppgifter vara av intresse vid en jämförelse mellan förslagen. Den genomgång som utfördes i kap. II gav vid handen, att flertalet av de utländska skördeförsäkringarna är av obligatorisk natur. Sålunda är den kanadensiska försäkringen som har de största tekniska likheterna med här framlagda förslag obligatorisk. Ett mycket väsentligt undantag är dock skördeförsäkringen i USA. Men den arbetar efter en helt annan princip, nämligen med individuella skadevärderingar, och har i samband därmed administrationskostnader av en storleksordning, som enligt utredningen är otänkbar för svenska förhållanden. Den lämnar inte heller det allmänna skydd som avses här, då den är begränsad till vissa landsdelar och grödor. För övrigt är även denna skördeförsäkring inte fullt frivillig, utan det ställes vissa krav på minimianslutning i varje kommun (county) för att verksamheten skall sättas igång där, bl. a. beroende på risken för moturval. För det skisserade frivilligalternativet har utredningen inte ansett sig böra uppställa krav på minimianslutning områdesvis. Ur vissa försäkringstekniska synpunkter är emellertid anslutningsgraden områdesvis av vikt vid anordnandet av ett frivilligt skördeskadeskydd. På grund av otillräckligheten och osäkerheten i det statistiska material, som utgör underlag för

80 beräkning av självrisker och premier, har det nämligen befunnits nödvändigt att starkt begränsa antalet områden, de s. k. premieenheterna, för dessa beräkningar. För att tillgodose behovet av effektivitet i skyddet, då skördeskador uppträder, avses däremot normskördevärdena och de aktuella skördevärdena bestämmas för ett väsentligt större antal områden, de s. k. ersättningsenheterna. Det kan nu visas att om det föreligger skillnader mellan olika ersättningsenheter inom en premieenhet i normskördevärde och variationskoefficient (definition se sid. 60) och anslutningen inte är densamma i dessa ersättningsenheter, är risken för förluster på försäkringen betydande. Enligt ett exempel i bilaga 2 (sid. 477) är det möjligt att förlusterna, under ogynnsamma omständigheter och om anslutningen är mera fullständig i de ersättningsenheter som har större risker, kan uppgå till lika stort belopp som hela riskpremien vid en genomsnittlig anslutningsprocent för hela premieenheten om 50 procent. Att utredningen trots dessa risker icke ansett sig böra kräva minimianslutning områdesvis vid frivilligt skördeskadeskydd motiveras av följande. Förlustriskerna vid en ojämn anslutningsprocent motväges av vinstchanser, då det inte är säkert att ojämnheterna verkar enbart i ogynnsam riktning. Den osäkerhet i försäkringens ekonomiska resultat, som kan förorsakas av ojämn anslutning, torde inte vara större än den allmänna osäkerhet som vidlåder premiekalkylen. Den komplikation i tekniskt avseende som den frivilliga anslutningen således kan komma att innebära, kan inte anses oöverkomlig. Den kan för övrigt motverkas genom att man i viss utsträckning låter ersättnings- och premieenheter sammanfalla. Detta torde komma att krävas även av kostnadsskäl, då en mycket ojämn anslutning sannolikt innebär att vissa ersättningsenheter har så liten anslutning att separata skördeuppskattningar för dem skulle ställa sig för dyrbara. Man bör alltså lokalt anpassa skördeförsäkringen till anslutningsförhållandena på orten. Följden av inskränkningen i antalet ersättningsenheter i områden med ojämn och liten anslutning är att försäkringens effektivitet minskas. Behovet av kompletterande skyddsformer för de försäkrade blir därför större vid frivillig anslutning. Detta förhållande kan också uttryckas så, att vid visst krav på effektivitet blir det frivilliga skördeskadeskyddet dyrare. En kalkyl av hur premiesatser och skördeuppskattningskostnader ändras, om man övergår från obligatorisk till frivillig anslutning till skördeskadeskyddet och i båda fallen kräver samma effektivitet har icke varit möjlig att genomföra, då man vet så litet om hur anslutningen kommer att variera i olika delar av landet och hur stort det kompletterande skyddsbehovet kan komma att bli. Utredningen har därför avstått från att korrigera de premiesatser och skördeuppskattningskostnader, som beräknats för obligatorisk anslutning, och föreslår sålunda att dessa tilllämpas även i frivilligalternativet.

81 En annan skillnad mellan obligatorisk och frivillig anslutning är att den senare kräver ett betydande ackvisitionsarbete. Man måste emellertid klart skilja detta arbete från sedvanlig försäkringsackvisition, då det är fråga om en av hela jordbruket gemensamt stödd arbetsuppgift, som ingår som ett led i det jordbrukspolitiska regleringssystemet. Det torde därför kunna antagas att om det permanenta skördeskadeskyddet blir av frivillig natur, jordbrukets egna organisationer åtar sig ackvisitionsarbetet. Detta arbete kan uttryckas som ytterligare en merkostnad för frivillig anslutning. Dess storlek har dock icke specificerats bland de administrationskostnader som upptagits i kap. VII (sid. 98), utan de där angivna merkostnaderna för administration vid frivillig anslutning avser enbart skördeskadeskyddsmyndighetens kostnader. Sammanfattningsvis ger vid ett permanent skördeskadeskydd i de föreslagna formerna en frivillig anslutning för deltagarna ett dyrare och/eller mindre effektivt skydd än en obligatorisk anslutning.

6— 70S143

K A P I T E L VI Kompletterande skyddsformer

Vid ett skördeskadeskydd av den typ som beskrivits i kap. IV, där skador fastställes områdesvis, kan det förekomma att en del jordbrukare drabbas av väsentligt större förluster än som kan beräknas med ledning av de genomsnittliga skadorna för olika växtslag i det område dit jordbrukaren hör. De större förlusterna kan bero på olämpliga eller uteblivna odlingsåtgärder från dessa jordbrukares sida, men de kan också sammanhänga med större lokala klimatiska och biologiska avvikelser, varöver jordbrukarna inte kunnat råda. I den mån förluster av det senare slaget blir så stora, att de förorsakar den enskilde allvarligare ekonomiskt avbräck, bör särskilda skyddsformer stå de därav drabbade jordbrukarna till buds vid sidan om det allmänna skyddet. Omfattningen av dylika lokalt betingade förluster är beroende av bl. a. storleken på ersättningsenheterna i skördeförsäkringen och i vilken grad dessa områden är ensartade ur växtodlingssynpunkt. Ett glest nät av stora ersättningsenheter kan förväntas ställa större krav på kompletterande skyddsformer än ett tätt nät av små områden. Gränserna mellan områdena kan emellertid dras på ett sätt, som gör områdena mer eller mindre ensartade. Det är uppenbart att till en början gränsdragningen måste göras mera schematisk och behovet av kompletterande skyddsformer till en början kan bli större, än när områdena anpassats med ledning av en längre tids erfarenhet. En mera detaljerad bedömning av det kompletterande skyddsbehovets storlek låter sig icke göra. Storleken beror nämligen på i vilken utsträckning hektarskördarna vid olika brukningsenheter inom en ersättningsenhet avviker från de genomsnittliga hektarskördarna för ersättningsenheten. Särskilt väsentlig torde storleken av de aktuella hektarskördarnas avvikelser vara, men även större olikheter i normskördevärdena utövar inflytande. Små avvikelser innebär att skördevariationerna är samtidiga och likartade, d. v. s. att skördeskador uppträder samtidigt och likartat på brukningsenheterna inom ersättningsenheten. I sådana fall tillgodoses i stor utsträckning skyddsbehovet vid den tillämpning av ersättningsenhetens hektarskördar på brukningsenheterna, som föreslås för ersättningsberäkningen i skördeförsäkringen. Det kompletterande skyddsbehovet blir då litet. Är avvikelserna å andra sidan stora, blir också det kompletterande skyddsbehovet stort. Dess värre är det statistiska materialet rörande sådana av-

83 vikelser mycket begränsat. På indirekt väg kan dock erhållas viss uppfattning om samtidigheten och likheten i skördevariationen. En undersökning i den försäkringstekniska utredningen av samtidigheten och likheten i variationen för ersättningsenheternas hektarskördar har givit vid handen relativt små avvikelser. Då de klimatiska, biologiska och andra förhållanden, som betingar skördens storlek, torde vara mer likartade inom en ersättningsenhet än mellan olika ersättningsenheter, är det sannolikt att avvikelserna mellan brukningsenheterna inom en ersättningsenhet är ännu mindre än avvikelserna mellan ersättningsenheterna inom hela riket. I den försäkringstekniska utredningen har utförts ett försök att mycket ungefärligt uppskatta det verkliga ersättningsbehovet. Med ledning av de avvikelser, som i den särskilda sockerbetsundersökningen (underbilaga F sid. 298 ff) observerats i hektarskördarna för sockerbetor mellan odlare inom tänkta ersättningsenheter, och under antagandet att dessa avvikelser uppträder samtidigt och likartat, har man beräknat hur mycket högre det totala ersättningsbeloppet skulle vara, om man i stället för ersättningsenhetens hektarskördar (såväl normskördar som aktuella skördar) satte in brukningsenheternas verkliga hektarskördar i beräkningen av brukningsenheternas ersättningar. Därvid har erhållits att det totala ersättningsbeloppet skulle vara minst 40 % högre än det i grundförsäkringen beräknade (bil. 1 sid. 231). Det ställer sig emellertid omöjligt att från denna uppskattning härleda storleken av det för samtliga grödor i grundförsäkringen ej täckta ersättningsbehov, som skulle motivera kompletterande skydd, då det saknas kännedom om variationsförhållandena inom ersättningsenheterna för andra grödor än sockerbetor. Så mycket torde likväl kunna slutas av den anförda siffran, att ett icke obetydligt behov av kompletterande skyddsformer kommer att föreligga. I direktiven antydes två typer av komplement till grundskydd, nämligen lån och bidrag. Vid prövningen av och en eventuell avvägning mellan dessa båda former spelar möjligheten att bedöma och kontrollera, huruvida en uppgiven skördeförlust är förorsakad av klimatiska eller likartade förhållanden på vilka jordbrukaren själv icke har kunnat öva inflytande, en avgörande roll. Är denna möjlighet liten, är man hänvisad till låneformen som det huvudsakliga komplementet. Kontrollen av förlustorsaken behöver ej göras rigorös för lån, om återbetalningsskyldighet av dessa förutsattes och säkerhet för lånen krävs. Ställer man sig då frågan vilka möjligheter man har att bedöma individuella skördeskador blir svaret, som redan tidigare framhållits, att en individuell skadebedömning efter objektiva grunder icke kan genomföras till rimliga kostnader. Det saknas sålunda för närvarande förutsättningar för bidrag i kompletterande form, om krav ställs på objektiva grunder för deras fördelning. Det kan tilläggas att om den objektiva uppskattningsmetodiken kan förbättras, så att större hänsyn kan tas till lokala olikheter i skördeskador, måste det vara mera rationellt

84 att utnyttja denna förbättring för att i högre grad än som här föreslagits individualisera själva skördeförsäkringen. I den mån så sker minskas behovet av kompletterande skyddsåtgärder i motsvarande grad. Av nu nämnda skäl vill utredningen för sin del principiellt avstyrka, att inom ramen för det allmänna skördeskadeskyddet bidragsformen kommer till användning som permanent anordning. Däremot förordar utredningen, att såsom ett komplement till utgående försäkringsersättningar skördeskadelån skall kunna utlämnas enligt vissa i det följande närmare angivna regler. Möjligheten att erhålla sådana lån bör inlemmas i försäkringssystemet på sådant sätt, att en viss del av försäkringens fonder må tas i anspråk för här avsedd utlåning. Utredningens principiella avstyrkande av bidragsformen bör icke hindra att i vissa fall, enligt i förväg fastställda regler, efterskänkande kan ske av amortering och ränta på skördeskadelån. Efter prövning av omständigheterna i det enskilda fallet bör vidare givetvis en bankmässig avskrivning av lån kunna förekomma. Med förenämnda uttalanden har utredningen inte heller velat yttra sig om behovet av bidragsanordningar av rent social karaktär. Utredningen anser att denna fråga bör behandlas i annan ordning. Utöver lån har som kompletterande skydd diskuterats olika former av stöd till s. k. självhjälp. Dessa former skulle avse att underlätta jordbrukarnas sparande genom skattelindring i samband med en utjämning mellan olika år av de skattepliktiga inkomsterna. Som tidigare utvecklats (kap. III) kan dylika utjämningsförfaranden, vare sig de utformas som mera allmänna resultatutjämningsförfaranden eller som ett speciellt skördeskadekonto, endast i begränsad omfattning fylla den här avsedda uppgiften. Deras effektivitet står mera i samband med de beskattningstekniska förhållandena, särskilt skatteprogressionen, än med skördeskadornas storlek, varför de inte kan samordnas med skördeförsäkringen på samma direkta sätt som avses för skördeskadelånen. För de fall där formerna kan bli av värde som skördeskadeskydd, är det dock angeläget att användningsmöjligheterna står öppna. Vad särskilt gäller skördeskadekonto har utredningen funnit skäl att till 1957 års skattekommitté framlägga rekommendationer i vissa tekniska detaljer. I det följande behandlas utredningens förslag i fråga om skördeskadelån och dess rekommendationer beträffande skördeskadekonto. Skördeskadelån Skördeskadelånen föreslås utgå på följande villkor. Lånen bör beviljas efter individuell ansökan och prövning. Lånebeloppet skall kunna uppgå högst till den beräknade nettoförlusten av skördeskador på växtodlingen vid lånesökandens brukningsenhet efter avdrag av dels den försäkringsersättning han kan ha erhållit dels viss självrisk. Vid beräkningen av förlus-

85 ten är det lämpligt att anknyta till skördeförsäkringens beräkningssätt. Genom att utnyttja de data, som framräknas för skördeförsäkringen, underlättas kontrollen och avvägningen mellan försäkring och lån. Vidare skapas därigenom ett underlag för den framtida avvägningen mellan dessa skyddsformer. Med skördeskadelån avses, att de skall ge skydd mot de merförluster, som drabbar jordbrukare, vilka skördeskadeåret får större skördeskador än som framgår av beräkningarna enligt grundförsäkringens regler. Principiellt borde dessa förluster beräknas med ledning av brukningsenhetens verkliga normskördevärden och aktuella skördevärden. Emellertid föreligger, som tidigare anförts, mycket stora svårigheter att beräkna brukningsenhetens normskördevärde. För den skull är man i regel hänvisad till att i låneberäkningen använda samma värde för normskörden, som i skördeförsäkringen framkommit för lånesökandens brukningsenhet, och jämföra detta med det verkliga värdet av den skadade skörden. Uppgifter för beräkning av detta senare värde lämnas av lånesökanden på lämpligt uppställd blankett. Det förefaller dock möjligt att i vissa fall, nämligen då det klart kan påvisas att den verkliga normskörden avviker från den beräknade, ta hänsyn därtill vid beräkningen av lånebeloppets storlek. Givetvis måste det styrkas att lånesökanden gjort allt som skäligen kunnat ankomma på honom för att tillvarata skörden. Även beträffande självriskens storlek synes det lämpligt att anknyta till beräkningssättet i skördeförsäkringen. Att följa de för grundförsäkringen föreslagna självriskbestämmelserna skulle i en del fall medföra väl restriktiva lånevillkor. Med hänsyn till att full återbetalningsskyldighet skall föreligga och normskördevärdet enligt skördeförsäkringen i regel skall tillämpas, torde man kunna sätta självrisken ganska låg. Dock bör den, på grund av osäkerhet i uppskattningarna och svårigheterna att kontrollera lånesökandens uppgifter, ej få sättas så låg som den lägsta självrisk som kan godtas i tilläggsförsäkringen. Utredningen har efter övervägande av dessa synpunkter ansett sig böra föreslå en självrisk för skördeskadelånen, som uppgår till två tredjedelar av grundförsäkringens självrisk, dock lägst 10 procent av normskördevärdet. Detta innebär att självrisken för lån kan uppgå till högst 17,6 procent av normskördevärdet. Den nedre gränsen för självrisken kominer att gälla de fall, där grundförsäkringens självrisk är 15 procent av normskördevärdet eller lägre, d. v. s. sannolikt de allra flesta lånesökande. Med hänsyn till angivet beräkningsförfarande skulle administrationen underlättas, om den vore nära anknuten till försäkringsmyndigheten. Då skördeskadelånen skall utgå så snart som möjligt efter förlustens uppträdande, måste ansökningarna ingivas och behandlas snarast efter utbetalandet av försäkringsersättningarna. Den beräkningstekniska behandlingen bör ske centralt, vid den s. k. skördeskadebyrån (enligt kap. VII). Skördeuppgifternas riktighet bör däremot granskas lokalt och då lämp-

86 ligen av lantbruksnämnderna, som har erforderlig expertis och vana vid dylika bedömningar. Sedan en låneansökan prövats av lantbruksnämnden, bör den röna en rent bankmässig behandling i fråga om utbetalningsförfarandet samt ränte- och amorteringsbestämmelser. Skördeskadelånen bör slutligen bevilj a s av riksbankens avdelningskontor. Bestämmelserna om säkerhet torde kunna följa de nuvarande stödlånebestämmelserna, innebärande bl. a. att säkerhet i regel bör fordras för lån överstigande 3 000 kronor. Riksbanken bör i princip godta lantbruksnämndens prövning i allt som icke avser frågor om ställande av säkerhet. Hur det skall förfaras om återbetalning ej sker, behandlas nedan. I praktiken skulle ett låneärende få följande behandling: Den jordbrukare, som konstaterar att han fått katastrofala förluster i jämförelse med jordbrukarna i bygden i övrigt, skaffar sig en ansökningsblankett genom lantbruksnämndens ortsombud, fyller i den och lämnar den till ombudet, som efter granskning att erforderliga uppgifter lämnats skickar ett exemplar till lantbruksnämnden och en kopia till skördeskadebyrån. Medan byrån beräknar det maximala lånebeloppet, undersöker nämnden om uppgifterna är riktiga. Då besked erhållits om det maximala lånebeloppet, vidtar nämnden eventuellt erforderliga justeringar och fastställer det definitiva lånebeloppet. Handlingarna översändes därefter till riksbankens avdelningskontor. Ränte- och amorteringsvillkoren för lånen bör vara i stort sett desamma som för sedvanliga banklån. Detta motiveras av att låneansökningarna endast kan underkastas en schematisk prövning, varför bedömningen av det verkliga skyddsbehovet i en ej oväsentlig grad måste göras i förlitande på riktigheten av låneansökandens egna uppgifter. Skördeskadelånen föreslås sålunda löpa med samma ränta som inteckningslån med sekundär säkerhet. Denna räntesats fastställes fortlöpande av skördeskadeskyddets huvudman. Amorteringstiden bör göras relativt kort, förslagsvis med fem år som huvudriktpunkt. Emellertid kan de uppkomna förlusterna vara av sådan storlek att amorteringsbeloppen blir starkt betungande vid en femårig amortering. För den skull bör amorteringstiden av lantbruksnämnden kunna förlängas till förslagsvis högst tio år. Skulle under amorteringstiden låntagaren åter drabbas av förluster på grund av skördeskador, bör efter prövning av lantbruksnämnden ett års anstånd med amortering kunna beviljas vid varje tillfälle sådan förlust uppträder. Förlust skall i regel anses ha uppkommit endast när försäkringsersättning utgår eller nytt lån beviljas. Vidare bör anstånd med erläggande av räntor erhållas vid betalningssvårigheter, dock i regel endast en kortare tid, förslagsvis 6 månader. Vad beträffar ränte- och amorteringsfrihet under den första delen av lånetiden, synes icke någon längre

87 sådan erforderlig. Om första betalningsterminen förlägges till 31 december året efter det skördeskadan inträffade, har ju intäkterna från en ny skörd hunnit börja inflyta. Dock må ränte- och amorteringsfrihet gälla för det kalenderår lånebehovet uppkommit, då eljest olika räntebelopp skulle komma att debiteras enbart på grund av skillnader i takten för ärendenas handläggning. Dessa amorteringsvillkor liknar i hög grad dem som gällt för stödlånen. Då kritik framkommit rörande bl. a. amorteringstidens längd för stödlånen (kap. II sid. 23), behöver villkoren för skördeskadelånen närmare motiveras. Enligt utredningens mening är erfarenheterna av stödlåneverksamheten delvis vilseledande. Stödlånen har nämligen varit komplement till ett grundskydd, som vid lokala skördeskador varit mycket ineffektivt. Vidare har räntevillkoren varit fördelaktigare än för motsvarande banklån. Jordbrukarna har vid det otillräckliga grundskyddet tvingats ta upp stora lån och i viss mån även lockats att ta upp större lån än som svarat mot behovet. Någon större möjlighet till kontroll härav har inte förelegat, utan lånebeloppens storlek har ofta satts i direkt relation till den förlust som uppgetts av lånesökanden. Då skördeskador upprepade gånger inträffat, har i en del fall flera stödlån måst upptas. Den samlade återbetalningsskyldigheten har därigenom kunnat bli övermäktig vid given längd för amorteringstiden. Det finns betydligt mindre anledning att vänta sådana olägenheter av skördeskadelån, som utgör komplement till skördeförsäkring av angiven typ. Då det förutsattes, att endast skördeförsäkrade skall ha rätt till skördeskadelån, kan skyddet vid större skador beräknas bli tillgodosett i stor utsträckning genom försäkringsersättningarna. Lånen bör alltså sammanlagt komina att uppgå till väsentligt mindre belopp än hittills. I de flesta fall kan lånevägen undvikas, eftersom hjälp erhålles genom ersättningarna. Det kan också förutsättas, att prövningen av låneansökningarna — även om den som ovan nämnts måste bli schematisk — blir effektivare än hittills, därför att bättre skördestatistik kommer att vara tillgänglig. Risken för att jordbrukarna ådrar sig för stora eller för inånga lån torde av dessa skäl bli liten. Den relativt begränsade omfattning av skördeskadelånen som eftersträvas motiverar också, att man bör undvika den speciella apparat som en med skördeutfallet varierande amortering skulle innebära (jämför kap. III sid. 37). Behovet att anpassa amorteringarna efter skördeutfallet torde i stort sett tillgodoses genom det ovan föreslagna ettåriga anståndet vid upprepade skördeskador. Skulle detta icke vara tillfyllest, bör hellre möjligheter till efterskänkning prövas än ökad amortering vid stor skörd eller ytterligare utsträckt amorteringstid. Skördeskadelånen avser ju att vara ett komplement till ett delvis ofullkomligt grundskydd. Det kan då inte strida mot systemets natur, om lån

88 efterskänkes eller avskrives i de fall betalningssvårigheter iråkats utan den enskildes förvållande, exempelvis i samband med en särskilt stark anhopning av skördeskadeår. Utredningen föreslår, att sådana åtgärder skall kunna förekomma efter prövning av omständigheterna i det enskilda fallet. Vid utformningen av bestämmelserna härför synes det förslag till avskrivningsregler för stödlån som refererades i kap. II (sid. 23) kunna tjäna som mönster. Sålunda bör utöver de fall, då en avskrivning är motiverad av en rent bankmässig bedömning av låntagarens betalningsförmåga, avskrivning (efterskänkande) även beviljas då detta är påkallat för att syftet med lånet ej skall förfelas. De fall som därvid kan tänkas komma ifråga är bland andra följande: då låntagare avlidit och synnerliga svårigheter uppstår för den efterlevande maken att återbetala lånet; då låntagarens försörjningsförmåga på lång sikt väsentligt försämrats till följd av sjukdom; då låntagaren för framtiden anses ur stånd att annorledes än genom avyttring av jordbruket eller av för jordbruksdriften nödiga inventarier återbetala lånet; då det genom efterskänkandet kan möjliggöras att låntagaren och hans familj får behålla sin bostad, åtnjuta de lättnader i försörjningen som jordbruket kan bereda och undgå att ligga det allmänna till last. Avskrivning (efterskänkande) bör icke ske annat än efter särskild ansökan. Om sådan inkommit till riksbanken och samtliga möjligheter utnyttjats till förlängd amorteringstid och anstånd med betalning för en lånefordran, bör det övervägas om indrivning skall ske eller om den bör avskrivas (efterskänkas) till en mindre eller större del. Dessa ärenden torde lämpligen handhas av riksbanken, som dock bör samråda med lantbruksnämnden. Skördeskadekonto Utredningen har till 1957 års skatteutredning angivit följande exempel på hur ett skördeskadekonto kan tänkas fungera. Skördeskadekontot skulle utformas i huvudsak på liknande sätt som det s. k. skogskontot. Sålunda skulle personer med inkomst av jordbruksfastighet få öppna skördeskadekonto i bankinrättning och på detta göra en insättning årligen till ett belopp, som maximerades till viss del av nettointäkten av jordbruksfastigheten och till ett visst nominellt belopp. Insättning skulle dock ej få göras om det på kontot innestående beloppet uppgick till eller översteg ett på visst sätt fastställt värde, exv. beräknat i relation till fastighetens taxeringsvärde och maximerat till visst nominellt belopp. Insättningar skulle deklareras och vara skattefria. Rätten till uttag från kontot skulle icke som för skogskontot vara fri. Uttag skulle få ske endast under år, då skördeskador uppträdde. Ur kontrollsynpunkt vore det enklast att begränsa uttagningen till de tillfällen, då ersättningsgilla skördeskador enligt skördeförsäkringens regler föreligger. Kontot

89 skulle emellertid därvid endast kunna uppfylla en liten del av de krav, som kan ställas på det som en kompletterande skyddsform. De generella uttagningsvillkoren bör därför göras mildare. Vidare bör de ur kontrollsynpunkt göras enkla. Då det inte sättes som villkor, att kontoinnehavaren skall delta i det permanenta skördeskadeskyddet, om detta blir frivilligt, kan reglerna av denna anledning inte direkt anslutas till skördeförsäkringens. Man skulle i stället kunna tänka sig, att det för varje ersättningsenhet enligt indelningen i skördeförsäkringen anges förekomst av skördeskada, som berättigar till uttag. Sådan skördeskada skulle exv. anses föreligga, om någon av i området förefintliga grödgrupper (enligt indelningen i skördeförsäkringen) har ett aktuellt skördevärde, understigande viss procent av normskördevärdet för gruppen. Uttag skulle dock beviljas efter ansökan som åberopade och visade skördeskador av viss relativ storlek vid innehavarens fastighet. Vid utformning av vissa bestämmelser, såsom i fråga om rätt till uttag vid fastighetens överlåtelse och vid dödsbo, i fråga om rätten att öppna konto, om antalet konton per kontoinnehavare samt om äganderätten till ett konto, torde reglerna för skogskontot kunna tjäna som mönster.

K A P I T E L VII Skördeskadeskyddets organisation

För att handha det permanenta skördeskadeskyddet krävs en förvaltningsapparat, bestående av ett centralt organ och en lokal organisation som utgör förmedlingslänk mellan skyddets medlemmar och det centrala organet. Av skäl som närmare anges i kap. VIII föreslår utredningen, att organisationen av skördeuppskattningen skall skiljas från den egentliga förvaltningen och omhänderhas av statistiska centralbyrån. De arbetsuppgifter, som därefter kommer att ligga på förvaltningsapparaten, är i huvudsak följande: Skördeförsäkringen: medlemsregistrering och -värvning (vid frivillig anslutning), premieberäkning och -uppbörd, ersättningsberäkning och utbetalning av ersättningar, aktuariella arbeten i samband med skörde- och prisstatistik, premie- och ersättningskalkyler, informations- och rådgivningsverksamhet, handläggande av klagomål samt fondförvaltning. Låneverksamheten: upplysnings- och förmedlingsverksamhet i samband med ansökningar, kontroller, beräkningstekniska arbeten och övrig behandling av låneärenden, utbetalningar och frågor i samband med amorteringar, räntor och avskrivningar. En del av dessa arbetsuppgifter kan spridas över hela året, exempelvis de aktuariella arbetena, men flertalet är starkt säsongbundna. En stor del av de säsongbundna arbetena har dessutom en mycket ojämn omfattning mellan olika år, såsom ersättningsberäkningarna och låneverksamheten. Organisationen måste därför göras mycket elastisk. Man bör eftersträva en organisation i vilken de fast bundna resurserna (arbetskraft och maskiner) är relativt små och där möjligheterna till utvidgning av resurserna under vissa tidsperioder är stora. Kravet på elasticitet gör det lämpligt att ansluta skördeskadeskyddets förvaltning till redan existerande organ, där möjligheter föreligger att samordna skördeskadeskyddets uppgifter med organens övriga uppgifter genom säsongmässiga förskjutningar av arbetet. Detta gäller såväl den centrala som den lokala administrationen. Vad den senare beträffar uttalas det också i direktiven, att det måste anses uteslutet att tillskapa några nya

91 lokala organ, som skulle få handlägga enbart med skördeskadeskyddet förenade uppgifter. Givetvis förutsätter en anslutning till existerande organ, att det finns lämpliga sådana som har eller kan ge erforderlig elasticitet i personalhänseende. Utredningen har inriktat sig på att anknyta både den centrala och lokala organisationen till redan existerande organ. Huvudmannaskap Med hänsyn till de föreslagna verksamhetsformerna torde det i första hand böra undersökas om huvudmannaskapet kan förläggas till något statligt ämbetsverk. Bland dem som skulle kunna komma i fråga är statens jordbruksnämnd, lantbruksstyrelsen, statistiska centralbyrån och riksförsäkringsanstalten. En anslutning till riksförsäkringsanstalten skulle närmast motiveras av dess erfarenhet av statlig försäkringsrörelse och en anslutning till statistiska centralbyrån av dess räknetekniska utrustning och dess handhavande av skördeuppskattningen. Emellertid saknar dessa ämbetsverk den nära kontakt med jordbruket och dess ekonomiska problem, som måste krävas i detta fall. Enligt utredningens mening bör valet då stå mellan lantbruksstyrelsen och statens jordbruksnämnd. Av dessa två anser utredningen den senare mest lämpad att handha den med skördeskadeskyddet förenade verksamheten. Bland de skäl som talar härför vill utredningen nämna följande. Jordbruksnämnden handhar nu den prisreglerande verksamheten på jordbrukets område, med vilken skördeskadeskyddet äger starkt samband. En intim kontakt i frågor som berör jordbrukets pris- och inkomstbildning, däri inbegripet verkningar av skördeskador, uppratthålles redan nu mellan jordbrukets ekonomiska organisationer och jordbruksnämnden. Fortlöpande överläggningar i dylika frågor hålles mellan nämnden och jordbrukets förhandlingsdelegation. Lantbruksstyrelsens kontakt med jordbruket ligger delvis på ett annat plan, då den framförallt avser undervisnings-, upplysnings- och rationaliseringsfrågor. De arbetsuppgifter, som kommer att åligga det centrala organet för skördeskadeskyddet, ligger därför mer i linje med jordbruksnämndens än med lantbruksstyrelsens nuvarande verksamhet. Utredningar och åtgärder vid tidigare uppträdande skördeskador har tidigare företagits av jordbruksnämnden, och detta ämbetsverk har stor erfarenhet av prisregleringar och skördestatistik av sådant slag som erfordras i förevarande sammanhang. På grund av vad nu anförts och då verksamheten icke synes bli av större omfattning än att den lämpligen kan anknytas till jordbruksnämnden föreslår utredningen, att denna skall vara huvudman för skördeskadeskyddet. Jordbruksnämnden har inga egna lokalorgan. I den mån så erfordras anlitar nämnden i samråd med lantbruksstyrelsen hushållningssällskapen och lantbruksnämnderna för lokala ärenden. Utredningen föreslår att så skall ske även vad avser det permanenta skördeskadeskyddet. Enligt de

92 förslag som framlägges nedan skall lantbruksnämnderna och deras ortsombud vara förmedlingslänkar till deltagarna i skyddet i åtskilliga avseenden. Det förhållandet, att lantbruksnämnderna lyder under lantbruksstyrelsen, torde i fortsättningen lika litet som hittills utgöra hinder härför. Givetvis förutsattes då alt uppkommande samordningsfrågor löses på lämpligt sätt. Det kan i detta sammanhang erinras om att representanter för de båda ämbetsverken har ömsesidig rätt att närvara vid styrelsernas sammanträden och därvid få sin mening antecknad till protokollet. För att jordbruksnämnden skall kunna handha de utökade arbetsuppgifter, som genom det permanenta skördeskadeskyddet ålägges den, bör dess organisation förstärkas. I det följande föreslås att nämnden skall utökas med ett förvaltningsråd och en skördeskadebyrå samt att statistiska avdelningen vid utredningsbyrån skall förstärkas. I skyddssystemet ingår, som behandlas närmare i kap. IX, stora fonder, vilka kräver en särskild förvaltning. För den skull erfordras vid sidan om jordbruksnämnden ett förvaltningsråd. Med hänsyn till jordbrukarnas egna tillskott till dessa fonder bör rådet ha ett stort inslag av jordbruksrepresentanter. Då staten emellertid föreslås åta sig betydande garantier för fondmedlen och eventuellt lämna bidrag därutöver samt vidare skall svara för förvaltningen, bör den ges minst lika stort inflytande. Utredningen föreslår att rådet skall bestå av jordbruksnämndens generaldirektör, ordförande, en ledamot utsedd av Sveriges Lantbruksförbund, en ledamot utsedd av Riksförbundet Landsbygdens Folk och två ledamöter utsedda av Kungl. Maj :t. Dessutom bör Kungl. Maj :t utse två ledamöter med finansiell sakkunskap, därav en efter gemensamt förslag från nämnda organisationer. Som föredragande inför rådet bör skördeskadebyråns chef tjänstgöra. Skördeskadebyrån bör ledas av en tjänsteman, som med hänsyn till de kvalifikationer som krävs och till löneförhållandena inom försäkringsbranschen bör vara överdirektör. Denne skall vara föredragande inför nämnden i frågor rörande skördeskadeskyddet. Ärenden, som blir aktuella att föredra inför nämnden, är medels- och personalfrågor inom byrån, frågor rörande värdering av normskördar och skördeskador, premiekalkyler, ändringar i riktlinjer och viktigare tekniska detaljer hos skördeskadeskyddet samt samordningsfrågor med organ utanför skördeskadebyrån. Byrån förses med personal tillräcklig för att handha fondförvaltningen, bedriva aktuariella utredningar och leda skördeskadeskyddets lokala verksamhet. Till den aktuariella verksamheten hör dels försäkringstekniska utredningar, dels beräkningar av normskördevärden, aktuella skördevärden, skördevarianser och riskpremier samt utarbetande av annat försäkringsstatistiskt material till ledning för fastställande av premier, ersättningar,

93 skördeuppskattningens utformning och områdesindelning. Dessa arbeten kräver en relativt kvalificerad personal. Såvitt man kan bedöma erfordras en chefaktuarie, en förste aktuarie och en amanuens. Chefaktuarien bör av liknande skäl som för överdirektören erhålla en tjänst med relativt hög lönegrad förslagsvis B 1. Bilrädesavdelningen bör göras knapp, då de räknetekniska arbetena i största utsträckning utföres maskinellt och i övrigt uppdras åt den statistiska byrån. Ett kanslibiträde och ett kontorsbiträde torde tills vidare vara tillräckligt. För handhavande av övrig förvaltning bör byråchefen biträdas av en byrådirektör med allmänt administrativ erfarenhet. Personalens storlek i övrigt blir delvis beroende av anslutningen. Vid obligatorisk anslutning är de flesta arbetsuppgifterna av expeditionell natur. Uppgifterna av servicenatur begränsas till viss upplysningsverksamhet, kontakter med lantbruksnämndernas ortsombud i frågor om medlemsregistrering och behandling av klagomål, exempelvis över eventuella felaktigheter i premier och ersättningar. Vidare kan en del problem uppkomma för lantbruksnämnderna vid prövningen av skördeskadelånen och för riksbankens lokalkontor vid prövning av avskrivningar, vilkas lösning kräver riktlinjer och detalj anvisningar från nämnden. För handläggningen av sådana ärenden torde det vara tillräckligt med en byråsekreterare och en amanuens (en juridiskt, en agronomiskt utbildad). Av biträden krävs ett kanslibiträde med tjänstgöring företrädesvis hos överdirektören samt i övrigt ytterligare ett kanslibiträde och ett kontorsbiträde. Vid frivillig anslutning tillkommer dessutom en betydande verksamhet för att biträda jordbruksorganisationerna i deras ackvisitions- och upplysningsverksamhet. Därvid erfordras personlig information, broschyrer, och annan propaganda. Uppskattningsvis erfordras ytterligare tre amanuenser, vid vilkas tillsättning såväl journalistiska som agronomiska krav bör tillgodoses. Vid frivillig anslutning krävs också mera kontorspersonal, uppskattningsvis ytterligare ett kanslibiträde och två kontorsbiträden. I åtskilliga frågor kommer samråd att behöva ske med organ utanför jordbruksnämnden. Detta gäller särskilt skördeuppskattningen, som ju skall utföras i särskild ordning. Men också värderingsfrågor, försäkringstekniska frågor och förvaltningsfrågor kan komma att kräva expertis och forskning utanför nämnden. Det förutsattes att dessa frågor löses genom särskilda kommittéer eller genom lämplig konsultation. Nämndens anslag till experter och sakkunniga behöver emellertid utökas för detta ändamål. Bland de beräkningstekniska och statistiska arbetena utgör en mindre del uppgifter, som kan fördelas jämnt över året, och en större del uppgifter, som sker säsongmässigt. Av de säsongmässiga uppgifterna är det vissa som varierar mycket starkt från år till år beroende på förekomst av skördeskador. Den statistiska avdelningen vid nämnda utredningsbyrå har en säsongvariation och en elasticitet, som åtminstone i viss utsträckning kan

94 göra det möjligt att möta de ojämnt uppträdande beräkningstekniska arbetena. Emellertid har denna avdelning för närvarande endast manuell utrustning. Den måste därför förstärkas med en maskinell utrustning och erforderlig personal att sköta denna. Genom att förlägga skördeskadeskyddets beräkningstekniska arbeten till statistiska avdelningen, kommer dess hittillsvarande ställning som serviceorgan huvudsakligen åt utredningsbyrån att ändras. Det synes då motiverat att i samband med förstärkningen utbryta den statistiska avdelningen och ge den en självständig ställning som statistisk servicebyrå. Lämpligen ombildas dess ledning i samband därmed, så att den nuvarande förste aktuarietjänsten blir en byrådirektörstjänst. Beräkningarna av premier och självrisker kräver elektroniska datamaskiner för att kunna utföras till en rimlig kostnad. Frågan är därvid, om den statistiska byrån skall förses med sådan utrustning, eller om dessa beräkningar skall utföras utanför nämnden på därför lämpade maskiner. Om nämnden utrustas med en elektronisk datamaskin, kommer denna att ha för stor kapacitet för de uppgifter som ingår i skördeskadeskyddet och troligen även för dem som kan komina från övriga byråer inom nämnden. Det är därför lämpligast att placera en sådan maskin på statistiska centralbyråns maskincentral, som ju skall svara för maskinell service åt alla statens verk. 1 Emellertid finns numera i varje fall två servicebyråer, som kan och är villiga att mot ersättning utföra här avsedda beräkningar. Undersökningar har gett vid handen, att det billigaste alternativet för skördeförsäkringen f. n. är utlejning av de arbeten som skapar toppbelastningen, nämligen premie- och ersättningsberäkningarna för de enskilda brukningsenheterna (bil. 1 sid. 249 ff). Byrån bör därför endast tillföras erforderlig uppsättning konventionella hålkortsmaskiner. En maskinsektion bör inrättas för att handha dessa. Storleken av maskinsektionen och personalbehovet för denna har undersökts i den försäkringstekniska utredningen (bil. 1 sid. 387 ff). Av de alternativ som där framlägges har det, som benämnts alternativ 1, ansetts som lämpligast ur flera synpunkter, bl. a. med hänsyn till kostnaderna. Enligt detta bör sektionens personal bestå av en byrådirektör som sektionschef jämte fyra operatörer. Erforderlig stanspersonal torde däremot enligt uppgift från jordbruksnämnden kunna erhållas genom utbildning av på dess statistiska avdelning befintlig personal. På byrådirektören skall framför allt läggas planerande uppgifter. Han skall sålunda utforma de hålkortstekniska anvisningarna för utförandet av inkomna beställningar från andra avdelningar och i svårare fall själv upplägga kopplingsboxar. Vidare skall han med biträde av en av operatörerna, som bör ges amanuens lön, svara för en jämn sysselsättning av maskinerna och för att olika beställ1 Kungl. Maj:ts cirkulär den 19 mars 1954 (nr 116) angående anlitande av statistiska centralbyråns maskincentral.

95 ningar passas samman i ett tidsschema. Han skall också svara för att erforderliga kontrakt upprättas och övriga förberedelser, exempelvis uppläggning av program, vidtas för att genomföra maskinarbeten utanför jordbruksnämnden under toppbelastningsperioder. Ärenden som berör sådan kontraktering bör i den mån de är av större omfattning eller av principiell natur föredras för beslut av jordbruksnämnden. Ett rätt betydande antal maskinarbeten bör som ovan nämnts lämpligen lejas ut, då de kommer oregelbundet och är koncentrerade till korta tidsperioder. Dessa är i huvudsak följande: arealregistrering och premieberäkning, vidare uppgörande av debiteringslistor och (eventuellt) utskrift av inbetalningskort, vilka arbeten företrädesvis torde utföras under augusti —september månader; härtill kommer ersättningsberäkning och -utbetalning företrädesvis utförda under november—december månader. Dessa arbetsuppgifter är rent rutinmässiga, varför arbetsplaneringen kan vara upplagd från år till år i form av kopplingsboxar, programkort, -tape eller liknande beroende på maskintyp. Den lokaln

organisationen

Den lokala organisationens utformning är beroende av anslutningsvillkoren, premieuppbördsförfarandet och behandlingen av låneärendena. Dessa frågor behandlas i kap. VI och IX. Här skall lämnas en sammanfattande redovisning av de arbetsuppgifter, som enligt utredningens förslag bör åvila lantbruksnämnderna och deras ortsombud, jordbrukets organisationer och riksbankens lokalkontor. Vid obligatoriet föreslås att lantbruksnämndernas ortsombud skall ha den direkta kontakten med jordbrukarna. Deras arbetsuppgifter blir i stort sett följande. Ombuden skall svara för att samtliga till skördeskadeskyddet anslutningsskyldiga personer inom deras distrikt lämnar erforderliga arealuppgifter på därför avsedda blanketter vid angiven tidpunkt (förslagsvis 1 j u n i ) . De skall vidarebefordra uppgifterna (en blankettkopia jämte ifyllt marksensingkort) till skördeskadebyrån. Ombuden skall vidare tillhandahålla ansökningsformulär för skördeskadelån, vid behov biträda sökande vid ifyllandet och vidarebefordra ansökan till lantbruksnämnden och en kopia till skördeskadebyrån. Till ledning för ombuden bör skördeskadebyrån tillhandahålla informationsmaterial och ordna kurser. Vidare skall de tillställas befintliga register över personer med inkomst av jordbruksfastighet inom deras distrikt samt hållas underrättade om utbetalade ersättningar genom skördeskadebyrån och om beviljade lån genom lantbruksnämnderna. Enligt uppgift finns för närvarande cirka 1 300 ortsombud. Deras distrikt är ojämnt stora i fråga om antalet brukningsenheter såsom framgår av tabell 8. Då det knappast är rimligt att ålägga ombuden registrering av mer

96 än 250 ä 350 anslutningar, torde det i en del län bli nödvändigt omfördela distrikten något. Det vore därvid ur praktiska synpunkter lämpligt att ombudens distrikt alltid ingick i endast en ersättningsenhet. De ökade uppgifter, som ålägges ortsombuden, kräver en skälig ersättning lämpligen utgående per registrerad anslutning, beräknad till en krona per brukare. Tabell 8. Anlal ortsombud i

lantbruksorganisationen Antal brukningsAntal brukningsenheter enl. 1956 enheter per års jordbruksortsombud räkning

Antal ortsombud 1956

Lantbruksnämnd

över 5 ha Stockholms läns o. stads Uppsala läns Södermanlands läns Östergötlands läns Jönköpings läns Kronobergs läns Kalmar läns norra Kalmar läns södra Gotlands läns Blekinge läns Kristianstads läns Malmöhus läns Hallands läns Göteborgs o. Bohus läns r Älvsborgs läns norra Älvsborgs läns södra Skaraborgs läns Värmlands läns Örebro läns Västmanlands läns Kopparbergs läns Gävleborgs läns Västernorrlands läns Jämtlands läns Västerbottens läns Norrbottens läns

47 25 59 100 65 68 21 47 22 29 75 65 49 29 65 45 56 74 56 63 45 36 63 45 32 30 Hela landet

1 311

1 }

1 /

över 5 ha

4 764 4 777 5 330 8 250 8 581 6 659

101 191 90 83 132 98

8 898

3 805 3 163 11 704 12 357 7 741 6 231

173 109 156 190 158 215

12 820

14 787 9 663 6 200 5 274 5 250 7 243 6 722 4 358 10 019 5 951

264 131 111 84 117 201 107 97 313 198

180 547

138 Källa: Kungl. Lantbruksstyrelsen, Kanslibyrån och statistiska centralbyråns avd. för jordbruksstatistik.

Vid frivillig anslutning särskiljes anslutningsregistrering från arealuppgifterna genom att försäkring måste tecknas före den 15 mars, medan arealuppgifterna skall avse 1 juni. Då anslutningen förutsattes reglerad genom avtal, som successivt förnyas, blir det på längre sikt i huvudsak fråga om att registrera nya brukare, adressändringar samt större ändringar i brukningsförhållandena vid teckningen den 15 mars. Dessa årligen återkommande extra uppgifter förmedlas, liksom den allmänna teckningen vid skördeskadeskyddets start, lämpligen av ortsombuden. Vidare torde

97 ortsombudens medverkan krävas för vissa arbeten i samband med premieuppbörden. Enhetsersättningen per brukare har beräknats till två kronor vid frivillig anslutning. I de fall deltagande i skördeskadeskyddet förutses understiga den omfattning som i kap. V ansetts erforderligt, kan man räkna med att jordbrukets organisationer medverkar för att öka anslutningens storlek. Dessa k a n även väntas medverka för att allmänt stimulera intresset för anslutning till skördeskadeskyddet. I fråga om denna medverkan från jordbrukets organisationer antages, att den sker i former som organisationerna själva finner lämpliga och att kostnaderna för den bestrides av organisationerna. De övriga lokala organ, som föreslås få arbetsuppgifter i skördeskadeskyddet, är lantbruksnämnderna och riksbankens lokalkontor. Lantbruksnämnderna skall i olika hänseenden granska och pröva skördeskadelån. Vid beredningen av dessa ärenden kommer att åtgå inte endast en del tjänstemäns arbetstid utan även en del resor för undersökning av förhållandena i de enskilda fallen. Då resorna i viss utsträckning torde kunna kombineras med resor för andra ändamål, är det vanskligt att uppskatta de merkostnader som nämnderna åsamkas. Liksom den hittillsvarande låne- och bidragsverksamheten utförts inom ramen för ifrågavarande organs egen budget, synes detta lämpligen kunna bli fallet även vid ett permanent skördeskadeskydd. Skördeskadelånen skall enligt förslag beviljas och utbetalas av riksbankens lokalkontor. Förekommande individuella avskrivningar och betalningseftergifter regleras av samma organ i samråd med lantbruksnämnden. Förvaltningen av skördeskadelånen föreslås skola ske genom riksbankens lokalkontor. Den innefattar utbetalning, uppbörd av räntor, amortering samt avskrivning enligt regler som angetts i kap. VI. Tillsyn m. m. I fråga om revisionen av skördeskadeskyddets verksamhet ställer endast sakrevisionen särskilda krav. Den formella granskningen av räkenskaper m. m. förutsattes ske som för jordbruksnämnden i övrigt, d. v. s. genom riksräkenskapsverket. Vid sakrevisionen krävs däremot utöver den sedvanliga granskningen av tjänstemännens åtgärder även en rent försäkringsteknisk tillsyn. Denna bör utföras tämligen regelbundet med ett fåtal års mellanrum åtminstone i början av verksamheten. För detta ändamål finns ingen lämplig revisionsmyndighet. Utredningen förordar därför att tillsynsfrågan löses på ett liknande sätt som i pensionsstyrelsen. 1 Genom att adjungera till jordbruksnämnden en representant för försäkringsinspektionen vid de tillfällen, då beslut skall fattas i mera omfattande 1

Kungl. Maj:ts instruktion den 29 juli 1957 (nr 533) för pensionsstyrelsen § 15.

7—708143

98 försäkringstekniska frågor, såsom ny premiekalkyl, ändrade grunder för ersättningar och återbäring, skulle det mera regelbundna behovet av stöd och tillsyn, som fordras särskilt under verksamhetens första tid, kunna tillgodoses. Vad sakrevisionen i övrigt avser får det förutsättas att statens sakrevision och riksdagens revisorer med sig adjungerar lämplig försäkringsteknisk sakkunskap vid granskningstillfällena. Tabell 9. Personalförstärkning vid jordbruksnämnden för skördeskadeskyddets centrala förvaltning Frivilligalternativet

Obligatoriet

Överdirektör Chef saktuarie Byrådirektörer Byrådirektör, tjänsteuppflyttning Förste aktuarie Byråsekreterare Amanuenser Operatörer Kanslibiträden Kontorsbiträden

Antal enheter

Årskostnad 1 000-tal kr

Antal enheter

Årskostnad 1 000-tal kr

B 4 B 1 A 26

1 1 2

40 35 57

1 1 2

40 35 57

— A 23 A 21 A 16 A 12 A 7 A 5

1 1 3 3 3 2

4 24 22 51 42 32 19

1 1 6 3 4 4

4 25 22 103 42 43 39

410 Kostnader Här nedan lämnas en sammanställning av de beräknade direkta kostnaderna för skördeskadeskyddets förvaltningsapparat (med undantag för skördeuppskattningarna). Däremot upptas inte de kostnadsökningar, som åsamkas lantbruksnämnderna och vid frivillig anslutning jordbrukets organisationer, ej heller hyror för ökade utrymmen åt jordbruksnämnden, pensionskostnader med flera dolda kostnader för statsverket. Personalkostnaderna framgår av tabell 9, maskinkostnaderna av bil. 1 (sid. 251, alternativ 1 om 143 000 kr jämte hyrning av datamaskin 80 000 kr) samt material- och resekostnaderna enligt särskild utredning i bil. 7. Ortsombudens ersättningar har beräknats vid en anslutning om 180 000 respektive 100 000 brukare. Årskostnaderna i sammandrag framgår av tabell 10. Årskostnaderna enligt dessa beräkningar skulle således uppgå till 956 000 kronor vid obligatorisk anslutning och 1 150 000 kronor vid frivillig anslutning. Dessa belopp utgör 2 procent respektive 4 procent (vid 60 procents anslutning) av premierna. Därtill kominer vissa engångskostnader, framförallt kontorsutrustning, som kan uppskattas till 3 000 kronor per befattningshavare, d. v. s. ca 50 000 kronor vid obligatoriet och ca 70 000 kronor vid frivilligalternativet, samt programmeringskostnad för datamaskin, som uppskattas till ca 15 000 kronor. Vidare krävs relativt omfattande

99 Tabell 10. Årliga förvaltningskostnader för skördeskadeskyddet 1 000-tal kronor

Jordbruksnämnden Personalkostnader Kostnader för statistikmaskiner. . . Kontorskostnader och resor Kommittéer, förvaltningsråd m. m. Lokala organ Ersättningar ca Summa kronor

Obligatoriet

Frivilligalternativet

327 223 176 50

410 223 267 50

1 150

förberedelsearbeten, såsom utarbetande av författningstexter och tillämpningsföreskrifter, uppläggning av register, kompletterande statistiska undersökningar av nyare materiel, fixerande av områdesindelningar och av grunddata erforderliga för premie- och ersättningsberäkningar, utbildning av personal samt anskaffning av maskiner. Kostnaderna härför torde vara av storleksordningen en halv miljon kronor. Vid frivilligalternativet tillkommer vid starten extra kostnader för anslutningen. Härför bör anslås ett belopp om 100 000 kronor.

KAPITEL VIII

Utbyggnad av skördestatistiken

Av ålder har skördeuppskattningar i Sverige utförts av hushållningssällskapen och sammanställts av statistiska centralbyrån. Det har för skördeskadeutredningen framstått som naturligt, att man vid den utbyggnad av skördestatistiken, som erfordras för skördeförsäkringens genomförande, utnyttjar dessa organs erfarenhet. Eftersom det i direktiven till utredningen anses uteslutet, att nya lokala organ får tillskapas för det permanenta skördeskadeskyddet, är utredningen hänvisad till att söka fylla behovet av fältundersökningar för skördeuppskattningarna inom ramen för hushållningssällskapen. Vad däremot den centrala sammanställningen av skördeuppgifter avser, kan det övervägas, om den helt eller delvis skall överflyttas till skördeskadeskyddets egen centrala förvaltning. Motivet till en sådan överflyttning skulle närmast vara att centralorganet därigenom fick en mera direkt kontakt med fältarbetet, vilket i viss mån skulle kunna möjliggöra snabbare information om skördens storlek. En parallell föreligger från andra världskriget, då en viss del av skördestatistikarbetet var förlagt till dåvarande livsmedelskommissionen, överflyttningen skulle innebära att också hela planläggnings-, kontroll- och insamlingsarbetet skulle åligga skördeskadebyrån, då dessa uppgifter knappast kan särskiljas från sammanställningsarbetet utan allvarliga vådor för uppgifternas tillförlitlighet. Mot en sådan överflyttning talar flera skäl. I samband med inrättandet 1950 av jordbruksnämnden överflyttades livsmedelskommissionens tidigare befattning med skördestatistiken till centralbyrån. Ett förslag om att denna statistik skulle förläggas till nämnden avvisades i detta sammanhang. Det behov av skördeuppgifter, som skördeskadeskyddet kommer att ha, är tämligen speciellt. Vid sidan därom finns en rad allmänna behov av skördestatistik, såsom för planering av export, import och prissättning, för forskning, upplysning och odlingsåtgärder på växtodlingens område samt för allmänstatistiska ändamål. Centralbyrån har nu handhaft skördestatistiken ett flertal år och har därvid givetvis vunnit en stor erfarenhet på detta område. Utredningen har av nu nämnda skäl ansett det lämpligast, att centralbyrån får även i fortsättningen handha arbetet med den utvidgade skördestatistiken. Frågan om snabb information i de avseenden skördeskadeskyddet kräver kan enligt utredningens uppfattning lösas genom en intim samverkan mellan centralbyrån och jordbruksnämnden.

101 Den utbyggnad av skördestatistiken som krävs är av så genomgripande art, att den starkt influerar på den hittillsvarande skördeuppskattningen. I detta kapitel skall preciseras i vilka avseenden ändringar av den senare erfordras. Vidare skall redogöras för det av utredningen uppskattade behovet av skördestatistik för skördeskadeskyddet. Utbyggnaden kommer att utöver ökade insatser från hushållningssällskapens och centralbyråns sida innebära även ökade anspråk på sockerbolagets och oljeväxtintressenternas statistikarbete. De beräknade kostnaderna härför anges i slutet av kapitlet. Den hittillsvarande

skördeuppskattningens

organisation

Beräkningen av skördens storlek baseras f. n. på arealuppgifter erhållna vid jordbruksräkningar och särskilda arealinventeringar samt på skördeomdömen och skördeuppgifter, lämnade av hushållningssällskapens gillesombud. Enligt det nuvarande systemet för arealuppgifterna sker vid de s. k. jordbruksräkningarna (senaste tillfällena 1951 och 1956) med relativt stora tidsintervall en inventering av jordbruksarealen. Emellan dessa totalräkningar utföres arealinventeringar stickprovsvis, varvid i medeltal 1j10 av alla brukningsenheter över 2 ha åker inventeras. Stickprovet dras på ett jordbruksregister, som planlagts av jordbrukets utredningsinstitut, upplagts av Riksförbundet Landsbygdens Folk (RLF) och hålles aktuellt av RLF och dess ombudsmän (beträffande registrets uppläggning se bil. 1, sid. 327). Brukningsenheterna utväljes därvid slumpmässigt med en sannolikhet proportionell mot deras åkerareal, så att exempelvis alla brukningsenheter över 100 ha, men endast var 30 :e till 40 :e av brukningsenheter med 2—5 ha ålägges att lämna arealuppgifter. De utvalda brukningsenheterna är spridda över hela landet. Insamlingen av uppgifterna ombesörjes sedan 1956 av kommunernas styrelser. Lämnade arealuppgifter uppmultipliceras till totalsiffror med kvoten mellan den totala åkerarealen enligt senaste jordbruksräkning och den totala åkerarealen enligt inkomna uppgifter (uppmultipliceringen är uppdelad på storleksgrupper och vissa områden). Resultat, avseende 28 olika användningssätt av åkerarealen, framräknas för 64 naturliga jordbruksområden (i Jordbruk och boskapsskötsel) och för 8 storleksgrupper i vardera av 8 jordbruksekonomiska områden (i stencil). Gillesombud eller den gillesordförande, som utses vid årsmöten för hushållningssällskapens gillen, lämnar för varje församling i riket skördeomdömen och skördeuppgifter, grundade på deras egen bedömning. En övervintringsrapport lämnas den 15 maj. Skördeomdömen lämnas den 15 juli och 15 oktober, skördeuppgifter endast den 15 oktober och 15 januari. Dessutom har på särskild begäran av jordbruksnämnden under senare år insamlats skördeomdömen och i viss omfattning även skördeuppgifter den 31 augusti. Såväl omdömen som uppgifter avser maximalt 19 växtslag.

102 Uppgifterna insamlas av hushållningssällskapen och vidarebefordras till centralbyrån. För omdömena användes en med skörden stigande skala från 0 till 5, där 3 betyder medelskörd. Vid sammanställningen av omdömena beräknas enkla medeltal för de naturliga jordbruksområdena. Hopräkningen till större områden sker med hjälp av senast tillgängliga arealuppgifter, för 15 juliomdömena i regel från föregående års stickprovsinventering, för senare omdömen årets inventeringsuppgifter. (Resultat publiceras i Årsväxten samt i Sammandrag av årsväxt och skörderapporter.) Skördeuppgifterna 15 oktober och 15 januari anges i kg/ha. Församlingsuppgifterna sammanväges därvid med den senaste jordbruksräkningens arealuppgifter vid beräkningen av hektarskördar för naturliga jordbruksområden och för större områden (publiceras i Årsväxten och Jordbruk och boskapsskötsel). Vid dessa sammanställningar av skördeuppgifterna framkommer naturligen också totalskördarna. En prognos av totalskörden brukar dessutom utföras på grundval av juliomdömena och augustiomdömena av jordbruksnämndens statistiska avdelning, vilken skördeprognos tjänar till ledning för planeringen i stort av avsättningen av jordbruksproduktionen, för beräkning av skördeskador samt för uppskattningar av jordbrukets ekonomiska förhållanden, m. m. (publiceras i Jordbruksekonomiska meddelanden). Behov av bättre

skordeuppskattningsforfaran.de

Som framgått av det anförda beror skördeuppskattningens tillförlitlighet på säkerheten i gillesombudens bedömningar. Ombuden utväljes med hänsyn särskilt till deras förmåga därtill. Denna grundar sig på erfarenhet. Ombuden utför ofta sitt arbete utan ersättning. Då de vidare inte använder någon enhetlig uppskattningsmetod och inte ges resurser till en mera systematisk genomgång av församlingarna vid uppskattningstillfällena, är det oundvikligt att tillförlitligheten i omdömena blir ojämn mellan olika ombud. Den under senare år allt noggrannare planeringen av livsmedelsförsörjningen m. m. har ökat kravet på exakta uppgifter, samtidigt som intresset från ombudens sida minskat på grund av att de inte erhåller tillräcklig ersättning för sina arbetsinsatser. Detta har föranlett undersökningar rörande möjligheterna att på andra vägar erhålla skördeuppgifter. Sålunda har statistiska centralbyrån i samarbete med expertis från bl. a. lantbrukshögskolan, jordbruksnämnden och jordbrukets utredningsinstitut sökt anpassa den i flera länder använda s. k. provytemetoden för skördeuppskattning till svenska förhållanden, vilket arbete började 1952. Denna metod utarbetades i Sverige till en början för spannmål, 1954 även för potatis. Uppskattningarna har hittills utförts i försöksskala, en skala som dock 1956 omfattade hela riket. Då skördeskadeutredningen har haft att ta ställning

till behovet

av

103 skördeuppskattningar för genomförande av en skördeförsäkring, har den måst utgå från vissa krav beträffande dessa. Det har ansetts klart att endast kontrollerbara mätningar utförda av personer, som står utanför försäkringsintressena, är tänkbara. Vidare måste mätningarna utföras vid en sådan tidpunkt att ersättningarna vid en försäkring kan fylla kravet att vara en snabb hjälp. Det medför att undersökningarna måste genomföras i samband med skörden och i vissa fall även något tidigare, såsom för sockerbetorna. Enär huvuddelen av skörden vidareförädlas vid jordbruken och därvid i regel inte blir föremål för kontrollerbar mätning, förutsätter detta fältundersökningar. Då de av centralbyrån och hushållningssällskapen bedrivna provyteundersökningarna har visat sig framgångsrika, har utredningen undersökt möjligheterna att vidareutveckla denna metodik för andra växtslag och för undersökningar i större skala. Vid förberedelserna härtill fann utredningen, att provytemetoden utan några avsevärda ändringar skulle kunna tillämpas i större skala för spannmål och potatis. För sockerbetor skulle de av sockerbolaget utförda provundersökningarna kunna utvidgas. I fråga om oljeväxter befanns fältundersökningar onödiga, då all skörd levererades i avräkning med en enda förening, Sveriges Oljeväxtintressenter, och den största delen därav före den tidpunkt då uppgifter måste föreligga för att kunna ingå i ersättningsberäkningarna (omkring 15 oktober). Preliminära uppgifter om leveranserna ansågs vara tillfyllest. Av de ytterligare växtslag, som odlades på en så stor areal att det skulle vara erforderligt med skördeuppskattning, återstod då vallskörden, för vilken särskild metodik skulle behöva utarbetas. För att utreda möjligheterna för en objektiv metod att uppskatta vallskördens storlek, tillsatte skördeskadeutredningen i juni 1955 med Kungl. Maj:ts medgivande en underkommitté. Denna, som benämndes vallskördekommittén, företog under somrarna 1955 och 1956 undersökningar främst med syfte att söka mäta höskördens storlek. Därvid befanns två metoder användbara, en variant av provytemetoden samt en s. k. hässjemätningsmetod. I kommitténs betänkande (bil. 3 sid. 489 ff samt två stenciler innehållande 1955 och 1956 års rapporter) rekommenderas provytemetoden som huvudmetod på grund av dess större oberoende av olika skördeförfaranden, men påpekas också vikten av kontinuerliga bestämningar av förluster av kvantitativ och kvalitativ art vid skördens tillvaratagande. Då man har små möjligheter att särskilja effekten av väderlek från jordbrukarnas åtgärder, torde dock sådana förlustbestämningar endast i undantagsfall och då först efter flera års undersökningar kunna läggas till grund för ersättningsberäkningar (jfr kap. IV sid. 49). För att vinna erfarenhet av provytemetoden i större skala liksom också för andra längre fram i detta kapitel angivna ändamål, genomförde centralbyrån och hushållningssällskapen efter framställning från skördeskade-

104 utredningen och med Kungl. Maj :ts medgivande under 1957 en provyteundersökning. Den avsåg skördeuppskattning för spannmålsslagen, hö och potatis på ca ^so av alla brukningsenheter över 2 ha spridda över hela landet. Vidare har skördeskadeutredningen genom överenskommelse med Sveriges Oljeväxtintressenters förening u. p. a. låtit vidta förberedelser för att göra en särskild sammanställning av leveranser och arealer för höstoljeväxter resp. våroljeväxter till ledning för beräkning av hektarskördar av 1957 års skörd i olika skördeuppskattningsområden. Riktlinjer

för utbyggnad

av

skördestatistiken

På grundval av de principiella synpunkter, som anlagts i kap. IV, och av de erfarenheter, som vunnits genom nyssnämnda undersökningar, skall här riktlinjer uppdras för insamlandet av den skördestatistik, som erfordras för skördeskadeskyddets genomförande. Därvid behandlas i första hand bestämningen av skördarna, områdesindelningen och organisationen av denna. I den mån riktlinjerna återverkar på skördestatistiken för andra behov än skördeförsäkringen kommer detta att anges. Erfarenheterna av provytemetoden är enligt utredningens mening så positiva, att skördestatistiken bör bygga på denna. Metoden tillgår så att man slumpmässigt utväljer mycket små ytor, som skördas strax före skörden av hela fälten. Ytorna består, när det gäller spannmål och vall, av cirklar om 1 m2, utlagda efter slumpmässigt valda koordinater. För potatis och sockerbetor utvaljes i stället vissa sträckmeter av raderna. De prov som tas ger ett mått på den biologiska skörden, d. v. s. den skörd som skulle ha erhållits utan spill och andra bärgningsförluster. Som utredningen tidigare uttalat (kap. IV) kan skördeskadeskyddet tills vidare endast i begränsad omfattning beakta kvalitetsskador av olika slag. Detta innebär emellertid inte att man i skördeuppskattningarna enbart skall bestämma den biologiska skörden. Det är för skördeförsäkringen av stor vikt, att kännedom om bärgningsförluster erhålles. I den mån så är möjligt bör nämligen försäkringen successivt utbyggas till att omfatta även sådana förluster. Vidare har man redan från början behov av omräkningsfaktörer för att vid normskördevärdets bestämning kunna jämföra äldre och nyare skördestatistik. Det kan också tänkas att man i framtiden kan vilja använda den kommersiella skörden som ersättningsunderlag i stället för den biologiska, över huvud är det ett allmänt behov att kunna räkna om den biologiska skörden till kommersiell sådan. Av dessa skäl måste provytebestämningarna för biologisk skörd kompletteras med undersökningar i inte alltför ringa skala av spill- och andra bärgningsförluster. Provyteundersökningar bör utföras för höstvete, vårvete, höstråg, korn, havre, vall, potatis och sockerbetor. I vissa områden kan det vara lämpligt att utbyta vårvete mot vårråg, samt korn och havre mot blandsäd, beroende

105 på arealfördelningen. Vallen bör uppdelas på olika vallåldrar och potatisen på olika användningar för bedömning av skördens värde. Kvalitetsbestämning utföres på brödsäden (leveransgillhet), på vallen (växttråd- och proteinhalt) och på sockerbetor (sockerhalt). Under normala förhållanden torde antalet bestämningar av detta slag böra vara begränsat, förslagsvis så att analyskostnaden uppgår till 5 procent av den totala uppskattningskostnaden. Bärgningsförlustundersökningar utföres i fråga om spill av spannmål, efterplockningsförluster för potatis och fälttorkningsförluster av hässjat hö. Förslagsvis disponeras omkring 5 procent av den totala uppskattningskostnaden för dylika undersökningar. Till huvudundersökningen bör också fogas en del andra kompletterande undersökningar. Sålunda skall huvudundersökningen på vall avse första skörden, varför det erfordras en komplementundersökning på återväxten, förslagsvis omfattande 1j10 av huvudundersökningens areal. För sockerbetor är det önskvärt med mindre undersökningar av blastmängden. Det kan också bli aktuellt med specialundersökningar exempelvis för rotfrukter och vallfrö för att fixera de omräkningsfaktorer från representantpris till gruppvärde, som omnämnts i kap. IV. För sådana kompletterande undersökningar bör likaledes i kostnadsplanen ingå ett belopp av storleksordningen 5 procent av totalkostnaden. För de nu anförda kompletterande undersökningarna bör således beräknas ett belopp, som sammanlagt uppgår till cirka 15 procent av totalkostnaden. Vid sådana svårare kvalitetsskador och bärgningsförluster, till vilka hänsyn bör tas i skördeförsäkringen, kan väsentligt större kostnader komma att erfordras. Då det inte nu kan bedömas i vilken utsträckning det kan komma att tas hänsyn till sådana skador, kan ej heller kostnaderna härför uppskattas.

Urvalsplan Då provytemetodiken förutsätter stickprovsförfarande, krävs dels ett register som urvalsram, dels en urvalsplan. Om anslutningen till skördeskadeskyddet göres obligatorisk, kan anslutningsregistret fungera som huvudsaklig urvalsram; om den göres frivillig torde i stället RLF:s register liksom hittills vara mest lämpligt. På stickprovsplanens utformning influerar ett stort antal synpunkter, av vilka de viktigare redovisas i det följande. Därvid avses en stickprovsplan, som omfattar de ovannämnda växtslagen med undantag för sockerbetor som behandlas särskilt. I planen måste ingå dels olika stratifieringar, dels olika urvalssteg. Som den viktigaste stratifieringen ingår självklart skördeuppskattningsområdena. För varje skördeuppskattningsområde skall skörden bestämmas med en precision, som står i viss relation till självrisken i skördeförsäkringen och därmed också till variationen mellan år i skördarna för skörde-

106 uppskattningsområdet. Vid de självrisker som det blir fråga om torde i regel medelfel av 5—10 procent för de enskilda grödornas hektarskördar i skördeuppskattningsområdena kunna tolereras. Genom att det i den kombinerade försäkringen ingår flera grödgrupper, sker i regel en viss utjämning av felen i dessa hektarskördar, så att uppskattningsfelet för den enskilda brukningsenhetens skördevärde blir lägre än angivna siffror. Ur försäkringsssynpunkt bör brukningsenheterna inom ett skördeuppskattningsområde vara så lika som möjligt i fråga om genomsnittlig hektarskörd och skördevariationen över tiden, vilket bl. a. förutsätter enhetlighet i jordmån och klimatiska förhållanden. Inom utredningen har existerande områdesindelningar prövats som utgångspunkt för bestämning av antalet och storleken av skördeuppskattningsområdena. Som den minsta tänkbara enheten har församlingen betraktats, som den största det naturliga jordbruksområdet. Av det förra slaget finns drygt 2 500, av det senare 64. På grund av den relativt höga minimikostnad som en skördeuppskattning för ett skördeuppskattningsområde av statistiskt-matematiska skäl drar, hur liten det än görs, har församlingen redan från början uteslutits av kostnadsskäl. De naturliga jordbruksområdena har å andra sidan bedömts vara för få. Av administrativa indelningar utöver församlingar kunde häradsindelningen komina ifråga. Antalet härader överstiger 200. Emellertid skulle detta förutsätta särskilda undersökningar av deras enhetlighet, vilka icke föreligger och skulle kräva mycket arbete. Utredningen har funnit lämpligast att till utgångspunkt taga den stratumindelning, som utförls i samband med uppläggningen av jordbrukets utredningsinstituts basurvalssystem. Denna indelning har i stor utsträckning skett efter grunder, som skapar sannolikhet för relativt stor enhetlighet i medel skörd och skördevariation. Församlingar med likheter i avseende på arealfördelning, geologiska och klimatiska förhållanden har sammanförts i områdesenheter, som är så lika stora som möjligt ifråga om antal brukningsenheter. Detta innebär att i slättbygder i södra Sverige, där jordbruken har hög genomsnittsareal, innefattar områdena väsentligt större arealer än i skogsbygder och i norra Sverige. Då slättbygderna har en jämnare jordmån och därför troligen mindre olikheter i skördar per arealenhet, medför detta förfarande att områdena i slätt- och skogsbygderna blir mera lika varandra ifråga om skördeskadeskyddets effektivitet än om man i stället sökt bilda områdesenheter med lika stora åkerarealer. Landet har av institutet indelats i 124 huvudstrata (se underbilaga G sid. 322 ff). De huvudstrata, som befinner sig i södra och mellersta Sverige, 88 till antalet, delas vart och ett i 4 strata. Ett huvudstratum innehåller cirka 3 200 brukningsenheter, ett stratum cirka 800 brukningsenheter. Samtliga 352 strata och 36 norrlandshuvudstrata har undersökts med avseende på medelskörd och skördevariation för 7 grödgrupper (bil. 1 sid. 254 ff). De därvid framkomna resultaten har föranlett vissa justeringar i områdesindelningen, som även

107 anpassats så långt möjligt till den tidigare nämnda indelningen i naturliga jordbruksområden. Utredningen har därefter uppställt som huvudalternativ en uppskattning för cirka 400 områden, varvid den utgått från de nämnda strata. Utöver de justeringar, som utredningen kunnat göra på statistiska grunder, bör särskilt gränsjusteringar av områdesindelningen göras med ledning av lokala erfarenheter av jordmåns- och klimatolikheter. Lämpligen bör dessa justeringar utföras på grundval av en enkät inom hushållningssällskapen med utgångspunkt från den givna stratumindelningen i samband med övriga förberedelsearbeten för skördeskadeskyddets igångsättning. Vid obligatorisk anslutning till skördeskadeskyddet skulle antalet försäkrade i varje uppskattningsområde vid nyssnämnda antal sådana områden bli i genomsnitt 465. Eftersom strata gjorts ungefärligen likstora med avseende på antal brukningsenheter, torde skördeuppskattningsområdena också bli ungefärligen likstora med avseende på antalet försäkrade. 1 Då skördeuppskattningsområdena i åtskilliga fall kan väntas visa sig för stora för att tillfredsställa effektivitetskravet på skördeskadeskyddet, bör stickprovsplanen uppläggas så att material framkommer för möjliggörande av en ytterligare uppdelning. Man har därvid att välja mellan en områdesuppdelning och en storleksgruppsuppdelning. Det har i den försäkringstekniska utredningen (bil. 1 sid. 303) kunnat påvisas ett tydligt samband mellan skördevariationen och brukningsenheternas storlek, så att skörden vid små brukningsenheter växlar mera än vid stora under i övrigt lika jordmånsoch klimatförhållanden. Skyddet kan därför utformas effektivare om varje område delas upp i storleksgrupper, så att lika många brukningsenheter faller i varje grupp. Eftersom det i regel finns få stora brukningsenheter och många små, kommer de högre storleksgrupperna att omfatta stora arealintervall och de lägre att omfatta små arealintervall, varför effektivitetsförbättringen blir jämförelsevis obetydlig för de stora och av betydelse huvudsakligen för de små. För att inte de lägre storleksgrupperna skall omfatta alltför små arealintervall med hänsyn till syftet med uppdelningen, måste antalet grupper göras få. Exempelvis innehåller för hela riket grupperna 2—5, 5—10 och över 10 ha ungefär lika inånga brukningsenheter enligt 1956 års jordbruksräkning, nämligen 87 000, 83 000 och 98 000; för södra och mellersta Sveriges slättbygder innehåller var och en av storleksgrupperna 2—10, 10—20 och över 20 ha ungefär lika många brukningsenheter. Exemplen antyder att effektivitetsökningen skulle erhållas väsentligen för sådana jordbruk som befinner sig i stark antalsminskning. Storleksgruppsuppdelningen skulle då komma att få göras rörlig, vilket måste anses olämpligt. På grund härav torde en ytterligare områdesuppdelning 1 Detta gäller vid obligatorisk försäkring åtminstone inom var och en av de större landsdelarna. Mellan olika landsdelar, exempelvis södra Sveriges slättbygder jämfört med dess skogsbygder, kan det genomsnittliga antalet försäkrade per skördeuppskattningsområde variera.

108 vara att föredra framför en storleksgruppsuppdelning. Förslagsvis bör därför skördeuppskattningsområdena substratifieras på 2 a 4 områden ungefär likstora med avseende på antal brukningsenheter. Med hänsyn till olikheterna i skördeväxling måste urvalets storlek variera för att en viss precision skall uppnås. Som emellertid tidigare anförts, bör precisionen ställas i en viss relation till skördevariationen över tiden för skördeuppskattningsområdena. Om det antas att storleken av skördevariationen mellan brukningsenheter inom likstora skördeuppskaltningsområden står i en tämligen direkt relation till storleken av skördevariationen över tiden för skördeuppskattningsområdena, kommer precisionskravet att kunna uppfyllas med ett urval, som är ungefär lika stort för alla skördeuppskattningsområdena. I norra Sverige måste stickprovets storlek dimensioneras särskilt med hänsyn till att skördeuppskattningsområdena där omfattar fler brukningsenheter ( cirka 700 över 5 ha per skördeuppskattningsområde i 50 områden jämfört med cirka 400 per område i 350 områden i övriga Sverige). Enligt den försäkringstekniska utredningen är variationen över tiden för huvudstrata i Norrland inte större än för strata i södra Sverige (bil. 1, sid. 412). Även 1957 års skördeuppskattning ger viss antydan om att variationen mellan brukningsenheterna i Norrland torde vara så mycket mindre, att urvalet per skördeuppskattningsområde där kan begränsas till ungefär samma storlek som för övriga Sverige. Man skulle alltså kunna nöja sig med en enda storlekstyp för urvalet, d. v. s. antalet primärenheter i urvalet skulle kunna vara lika stort för alla skördeuppskattningsområden. Provytemetoden förutsätter ett flerstegsurval. Först väljes brukningsenheterna, därefter fälten på dessa och sist provytorna på fälten. Vidare kan det tänkas ligga ytterligare urvalssteg i planen, t. ex. byar och församlingar. Därvid gäller alltid att det högsta urvalssteget, d. v. s. primärenhetsvalet, är avgörande för precisionsberäkningen. Erfarenheterna av tidigare undersökningar tyder på att det i regel är tillräckligt att av varje gröda välja ett fält per brukningsenhet och två å tre provytor per fält. Huruvida brukningsenheterna bör utgöra primärenheter eller flera urvalssteg skall inläggas, beror på de lokala förhållandena. För södra Sverige torde det inte vara möjligt att med någon större kostnadsbesparing finna eller konstruera sådana urvalssteg, i synnerhet inte om man avser att fördela detta antal primärenheter på 2 ä 4 substrata. I norra Sverige torde däremot indelningen i byalag kunna utnyttjas. Inom en by är i regel odlingsförhållandena mycket likartade, och det torde då ofta vara tillräckligt att välja en brukningsenhet per by och låta byarna vara primärenheter. Enligt medelfelsberäkningar på material från 1955—57 års provyteundersökningar synes ett urval av ett trettiotal primärenheter per stratum i regel ge ett medelfel om 5—10 procent för enskilda grödors hektarskördar. Under förutsättning av cirka 400 skördeuppskattningsområden och cirka 30 primärenheter per område skulle det

109 totala urvalsbehovet för skördeuppskattning enligt provytemetoden vara cirka 12 000 primärenheter. Frågan är vidare om urvalsplanen skall vara gemensam för alla grödor eller om vissa eller samtliga grödor skall ha särskilda urvalsplaner. Om man nämligen förutsätter, att urvalssannolikheterna för primärenheterna skall göras proportionella mot arealen, kommer skillnaderna i arealfördelningen för primärenheterna att medföra att olika primärenheter kommer att dras för varje gröda. Totalantalet primärenheter, som skall undersökas inom varje stratum, blir då större än antalet för varje gröda. Detta ökar undersökningskostnaderna avsevärt. Ett av de mest tidskrävande momenten i undersökningarna är nämligen det urval av fält, som sker i samband med utläggningen av provytorna och som måste utföras i samråd med brukaren. Undersökningar tyder på att tiden för ett sådant besök är tämligen oberoende av antalet fält som väljes på brukningsenheten. Kostnadsökningar uppstår huvudsakligen genom att det behövs mycken tid och stort antal resor för dessa besök. Ur rent praktiska synpunkter försvåras även övriga arbetsmoment för tjänstemännen, om de måste hålla kontakt med ett stort antal jordbrukare, vilket givetvis också ökar kostnaderna. Vidare ökar även kostnaderna för själva urvalsproceduren. Det är troligt att dessa kostnadsökningar väger tyngre än de precisionsförluster, som erhålles genom bortfall vid avsaknad av gröda och genom ojämn arealproportionalitet för enskilda grödor vid ett gemensamt urvalsförfarande för alla grödor, d. v. s. med proportionality mot primärenheternas totala åkerareal. Under vissa förutsättningar kan ett annat förfarande diskuteras. Om anslutningen till skördeskadeskyddct görs obligatorisk, erhålles varje år fördelningen på grödgrupper för samtliga brukningsenheter över 5 ha. Man skulle då kunna dra ett urval för varje sådan grödgrupp, så att bortfall vid avsaknad av representantgröda i stort sett eliminerades och så att effektivt antal observationer i förhållande till precisionskravet kunde påräknas. Man skulle vidare på förhand kunna minimera den ökning i antal primärenheter som separata urvalsplaner för varje gröda medför. Med kännedom om tidsåtgång för olika moment i förbesöket bör uppställas en kostnadsfunktion, vilken tillämpas på de olika urvalsplanerna. Vid övervägandet om separata urvalsplaner skall användas för alla eller vissa grödgrupper bör förutom kostnaderna även beaktas den risk för systematiska fel, som kan uppkomma genom att grödgruppsfördelningen för undersökningsåret är en annan än det föregående årets, som måste användas i urvalsplanen. Dylika analyser bör göras årligen, så att precisionen i uppskattningarna förbättras eller, om den är tillräcklig, kostnadsbesparingar kan uppnås.

110 Skördeuppskattning för sockerbetor Skälet till att skördeuppskattningen för sockerbetor behandlas separat är att den lämpligen anknytes till de uppskattningar som sockerbolaget utför under vegetationsperioden. Dessa uppskattningar pågår från juli fram till sockerbetsskörden på f. n. cirka 120 brukningsenheter spridda över de viktigaste sockerbetsodlande distrikten. F r å n skördeförsäkringens synpunkt är behovet av uppskattning långt mer begränsat i tidsavseende, då endast en uppskattning så sent som möjligt före skördeberäkningarna, exempelvis omkring 1 oktober, erfordras. Däremot krävs ett väsentligt större antal brukningsenheter i den undersökning, som skall ligga till grund för skördebestämningen i försäkringen. Sockerbetsodling bedrivs nämligen i ett sextiotal skördeuppskattningsområden av sådan omfattning, att skördeuppskattning bör utföras. För att fastställa enbart betvikten med önskad säkerhet krävs i medeltal 9 primärenheter per skördeuppskattningsområde (då variationen mellan brukningsenheter beräknats till 15 procent och medelfelet bör vara 5 procent), d. v. s. sammanlagt 500 å 600 primärenheter (lämpligen brukningsenheter med sockerbetsodling). Av tekniska skäl och kostnadsskäl måste utvidgningen av sockerhaltsbestämningen göras mera begränsad. Utredningen föreslår att i varje skördeuppskattningsområde sockerhaltsbestämning skall utföras för minst två brukningsenheter med tillägg av en brukningsenhet för vart 500 :e ha sockerbetor i området utöver de första 500 hektaren. Detta skulle kräva sockerhaltsbestämningar vid ytterligare 80 å 100 brukningsenheter utöver de fasta s. k. provgårdarna. Vid fastställande av enbart betvikten behöver provbetorna icke transporteras, varför det kan tänkas vara lämpligt att en del av provskörden utföres av hushållningssällskapens tjänstemän, om sockerbolagets personal skulle visa sig vara otillräcklig. Däremot torde urval, utläggning av provsträckor, uppgifter om plantantal m. m. så vitt möjligt böra ombesörjas av sockerbolaget så att full jämförbarhet kan uppnås. Vid urvalet bör observeras att provgårdarna utgör ett systematiskt urval — visserligen i syfte att erhålla samma variation som för odlingsdistriktet — och stundom har en högre medelskörd, varför de inte alltid kan ingå i stickprovet. Skördeuppskattning för oljeväxter För oljeväxterna krävs som tidigare nämnts inte några fältundersökningar på stickprovsbasis. I stället kan hektarskördeberäkningarna grundas på leveransstatistik och uppgifter om kontrakterad areal. Genom att statistiken och bokföringen hos föreningen Sveriges Oljeväxtintressenter, som handhar avräkningen för leveranserna av oljeväxtfröet, är upplagd på hålkort, kan erforderliga uppgifter för hektarskördeberäkningar erhållas genom en tämligen enkel hålkortsbearbetning. I regel uppdelas leveransuppgifterna endast på höstoljeväxter och våroljeväxter, men detta kan

Ill anses tillräckligt för skördeskadeskyddets behov, då vissa oljeväxter dominerar grupperna och skillnaderna mellan växtslagen inom dessa grupper ifråga om skördevärde per hektar är små. Möjligheter föreligger dock att urskilja vitsenap, oljelin m. fl. avvikande och mindre betydelsefulla oljeväxter. Genom att uppgifter lämnas såväl i kg som i kronor efter justering för kvalitetsförhållanden kan eventuellt större skillnader i skördevärde per ha beaktas. Då större delen av oljeväxtskörden brukar vara levererad omkring 1 oktober, torde en bearbetning av de uppgifter, som inkommit till föreningen vid denna tidpunkt, ge fullt tillfredsställande material för uppskattning av hektarskördarnas storlek. Omläggning

av äldre

skördestatistik

Med den uppläggning av skördeuppskattningen för skördeskadeskyddets behov, som anförts i det föregående, kommer även det allmänna behovet av skördestatistik att på flera punkter tillfredsställas. Bland annat torde gillesombudens nuvarande uppgifter i oktober och januari bli överflödiga. Det är dock under en övergångstid angeläget, att uppgifter insamlas parallellt från gillesombuden och efter den nya metoden, så att material erhålles för justering till jämförbarhet mellan äldre och nyare statistik. Däremot skulle övervintringsrapporten pr 15 maj samt skördeomdömen den 15 juli och 31 augusti liksom hittills erfordras för de förhandsuppskattningar av export- och importbehov, som regelmässigt utföres vid jordbruksnämnden. Det kan dock ifrågasättas om det är lämpligt att fortsätta med den hittillsvarande organisationen av gillesombudens uppskattningar. För det relativt begränsade ändamål, som skördeomdömena vid ett permanent skördeskadeskydd kommer att ha, skulle det förmodligen räcka med omdömen för de naturliga jordbruksområdena. I detta sammanhang må erinras om att det länge ansetts angeläget att förbättra metodiken vid bestämningen av skördeomdömena. Det synes möjligt att tillgodose detta önskemål genom att dra ett mindre stickprov av brukningsenheter, för vilka skördeomdömen m. m. lämnas genom hushållningssällskapens försorg. Omdömena skulle då utsättas av någon eller några tjänstemän eller andra därtill lämpade inom hushållningssällskapen efter telefonkontakt och besök. Endast något tusental brukningsenheter torde behöva ingå i ett sådant stickprov. Det urval som härvid erhålles skulle sedan kunna användas inte endast för nyssnämnda rapporter utan även för insamlandet av uppgifter rörande skördeförhållandena vid andra tidpunkter. Vad beträffar övrigt material för framställning av skördestatistik, såsom jordbruksräkningar och arealinventeringar, kominer även detta att i viss mån påverkas av den utbyggda skördeuppskattningen. Skulle en obligatorisk anslutning komma till stånd, erhålles årligen en total inventering av åkerarealen för brukningsenheter med mer än 5 ha åker. Mera vikt

112 i jordbruksräkningarna skulle därför k u n n a läggas på inventering av de utanför skördeskadeskyddet befintliga åkerarealerna och av övriga ägoslag. Vid frivillig anslutning finge ramen för urvalet vid skördeuppskattningen utgöras av jordbruksräkning och RLF:s register, vilka förutsattes vara oberoende av anslutningens storlek. På grund av uppräkningsförfarandet i provytemetoden kommer de representativa arealinventeringarna inte att utnyttjas vid skördeberäkningen i oktober. Av matematiskt-statistiska skäl är det nämligen lämpligast att använda de i fältundersökningarna framkomna arealuppgifterna för skördeberäkningen. Däremot förutsätter exempelvis en skördeberäkning på grundval av skördeomdömena i augusti en arealinventering i juni. Vidare lämnar arealinventeringarna uppgifter om ett vida större antal växtslag och arealanvändningar än som framkommer i skördeuppskattningen. Särskilda stickprovsmässiga arealinventeringar är därför erforderliga även vid en fullt utbyggd skördeuppskattning. Det skulle alltså sammanlagt erfordras minst tre olika stickprov årligen, ett för arealinventering, ett (ev. flera) för skördeuppskattning och ett för skörderapporterna. Från kostnadsmässiga och en del teoretiska synpunkter vore det fördelaktigt att göra dessa stickprov gemensamma så att det ena ingår som en del av de andra. Arealinventeringen kunde utgöra huvudstickprov samt skördeuppskattningarna och skörderapporterna delstickprov (ett sifferexempel: arealinventeringen 24 000, skördeuppskattningarna 12 000 och skörderapporterna 2 400 brukningsenheter). Ett sådant förfarande ökar jämförbarheten mellan de olika undersökningarna och tillförlitligheten i dem på grund av sambandsförhållanden, ökade kontrollmöjligheter och brukarnas ökade svarsvana. För att ytterligare utnyttja sådana fördelar och göra kostnadsbesparingar kan det övervägas att årligen utbyta endast en del av huvudstickprovet (exempelvis x/s till Vs) i stället för att dra ett helt nytt stickprov varje år. Vid avgörandet av dessa frågor får man vara uppmärksam på att en mycket strikt samordning minskar möjligheterna till speciella urvalsplaner, varför några års övergångstid erfordras för erfarenhets vinnande, innan en samordning fullföljes. Skördeuppskattningens

administration

Som anförts inledningsvis i detta kapitel är det lämpligt att låta statistiska centralbyrån och hushållningssällskapen handha huvuddelen av skördeuppskattningen, medan uppskattningen av sockerbetsskörden bör grundas på uppgifter insamlade av sockerbolaget och uppskattningen av oljeväxtskörden på uppgifter från oljeväxtintressenterna. För att genomföra dessa arbeten krävs personalförstärkningar. Vidare uppkommer en del samordningsfrågor. För hushållningssällskapens del kommer personalbehovet att öka högst väsentligt under den tid skördeuppskattningarna pågår. Som exempel må

113 nämnas att för ett medelstort hushållningssällskap med cirka 10 000 brukningsenheter över 2 ha krävs för utläggningen av provytorna under maj—juni ca 350 dagsverken och för provtagningen ca 400 dagsverken vid den omfattning av skördeuppskattningen som förutsatts i det föregående (jfr bil. 8 sid. 535 ff). På grund av arbetets säsongbetonade karaktär måste huvuddelen genomföras med tillfälligt anställd personal eller med personal, som tillfälligt kan lösgöras från andra uppgifter. Möjligheterna därtill torde rent allmänt få betraktas som begränsade. Men erfarenheterna av 1957 års skördeuppskattning har visat, att det till en del går att genomföra undersökningarna med sådan personal. Bland personalgrupper med lämplighet för ifrågavarande uppgifter må nämnas lantmannaskolelärare med fyllnadstjänstgöring, kontrollassistenter, bokföringspersonal och nyutexaminerade från lantmannaskolor. Under 1957 låg dock i vissa län huvudbördan av skördeuppskattningen på jordbruksinstruktörerna med såväl nackdelar som fördelar till följd. Den främsta nackdelen var att instruktörerna tvingades inskränka sin allmänna upplysnings- och rådgivningsverksamhet. Även försöksverksamheten blev i viss mån lidande. Vid en fortsatt utbyggnad av skördeuppskattningen, som grundade sig på instruktörernas arbetsinsatser, skulle verksamheten för hushållningssällskapens övriga huvudsyften troligen bli allvarligt tillbakasatt. Bland fördelarna kan å andra sidan noteras den kontakt, som jordbruksinstruktörerna vid utläggningen av provytorna erhållit med ett stort antal jordbrukare, som de eljest icke skulle ha nått. Därigenom har deras upplysnings- och rådgivningsverksamhet k u n n a t utvidgas till flera än eljest. Vidare har instruktörerna genom sina insatser i skördeuppskattningen erhållit en kunskap om skörden och skördeförhållandena, som de kunnat tillgodogöra sig för sin övriga verksamhet. En plan som våren 1957 framlades för markkartering samtidigt med provyteutläggningen visar, trots att den av olika skäl icke kunde utföras det året, att ytterligare möjligheter kan föreligga för befordran av upplysnings- och rådgivningsverksamhet på jordbrukets område i samband med utvidgad skördeuppskattning. Hur skall då det ökade personalbehovet lösas utan att det inkräktar på hushållningssällskapens övriga verksamhet, och så att man tillvaratar möjligheterna till ökad kontakt mellan hushållningssällskap och jordbrukare i samband med skördeuppskattningen? Det förslag som här skall utvecklas innefattar, att hushållningssällskapen erhåller särskild ersättning för deras arbetsledande uppgifter och att det huvudsakliga arbetet utföres av tillfälligt anställda (eller från andra arbetsuppgifter tillfälligt friställda). Arbetsorganisationen föreslås skola vara följande. Jordbrukskonsulenten har ledningen av verksamheten, vilket bl. a. innebär att han svarar för samordningen mellan skördeuppskattning och försöks-, upplysnings- och råd8—708143

114 givningsverksamhet på växtodlingens område samt med hjälp från jordbruksinstruktörerna och ev. gillesordförandena för avgivandet av årsväxt- och skörderapporter. Den direkta arbetsledningen bör i regel handhas av en särskild tjänsteman, exempelvis en jordbruksinstruktör. Denne svarar för personalanskaffningen och för själva skördeuppskattningsarbetet. Han eller annan jordbruksinstruktör bör göra första förbesöket hos jordbrukarna och därvid välja fält och provytekoordinater men låta medhjälpare placera ut provytorna och skörda dem, tröska m. m. För att kompensera hushållningssällskapen för den förlust av instruktörstid, som därigenom uppkommer, måste dessa, om icke andra arbetsuppgifter skall åsidosättas, tillföras medel för den arbetstid som tidsförlusten motsvarar. Som exempel på storleksordningen av tidsförlusten må följande anföras. För arbetsledningen kan beräknas åtgå en jordbruksinstruktör under 6 månader. Vidare beräknas för ett medelstort hushållningssällskap en instruktörstid om ca 4 ^a månad åtgå i samband med förbesök. Därav torde 1 månad kunna avse arbetsledaren. För de speciella kompletterande undersökningarna torde åtminstone under de första åren krävas instruktörer eller motsvarande tjänstemän, uppskattningsvis motsvarande 2 1j2 månader, varav likaledes 1 månad torde kunna avse arbetsledaren. Sammanlagt skulle det alltså kunna bli fråga om förlust av en tjänstemans tid under elva månader (6 + 4 1j2— 1 + 2 x/2 — 1 månader) vid ett medelstort hushållningssällskap. Kompensation härför kan beredas på bland annat följande två sätt. Det ena är att hushållningssällskapen tillföres det antal nya instruktörstjänster, som motsvarar tidsförlusten, och att ifrågavarande nya arbetsuppgifter ålägges sällskapen i instruktionen. Det andra är att av de medel, som ställes till förfogande för skördeuppskattningen, en del användes att ersätta hushållningssällskapens medverkan efter bedömning av utförda prestationer. Denna del skulle då sällskapen använda för att anställa den arbetskraft, som erfordras för att fullgöra det ordinarie arbete som instruktörerna eljest skulle ha utfört. Med hänsyn till de rationaliseringsmöjligheter, som kan finnas på längre sikt, är det från skördeskadeskyddets synpunkt fördelaktigast med det sistnämnda förfarandet. I enlighet härmed föreslår utredningen, att det årligen mellan centralbyrån och hushållningssällskapen skall träffas överenskommelse om storleken av den kompensation, som skall utgå på grund av att instruktörernas arbetstid delvis utnyttjas för skördeuppskattningen. De ökade arbetsuppgifterna för statistiska centralbyrån ställer inte samma krav på personalförstärkning. Genom att utnyttja modern maskinell metodik, framför allt baserad på hålkort, för arealuppgifterna stansade genom mark-sensing, decentraliseras det manuella arbetet i huvudsak till hushållningssällskapen. Centralbyråns befattning inskränkes till rättning av fel, upptäckta i maskinella kontrollrutiner. Detta innebär att den räkne-

115 tekniska arbetsvolymen i huvudsak kommer att belasta maskincentralen, medan avdelningen för jordbruksstatistik i stort sett får samma volym manuellt räknearbete. Emellertid kommer vissa andra arbetsuppgifter på centralbyrån att öka i sådan grad, att personalförstärkning inte kan undvikas. För det första kommer urvalsplanen att ställa krav på speciell sakkunskap för stickprovens uttagande. För det andra kominer analysen av de erhållna resultaten att bli mera omfattande, dels på grund av ett ständigt ökat krav på urvalsplanen att den skall vara effektiv, dels på grund av ökade kompletterande undersökningar. En del av denna analys kan troligen utföras vid skördeskadebyrån, men det totala analysarbetet torde bli av en sådan omfattning, att särskild tjänsteman för ändamålet krävs. Det synes naturligt att knyta samman detta krav med det första rörande urvalsplanen. Lämpligen tillföres jordbruksavdelningen en tjänsteman med tjänsteställningen 1: e aktuarie, som får utarbeta stickprovsplaner och andra undersökningsplaner i intimt samarbete med skördeskadebyrån och annan lämplig expertis samt utföra erforderlig statistisk analys. För det tredje ankommer på jordbruksavdelningen en omfattande korrespondens med samt instruktion och handledning av jordbruksinstruktörerna och deras medhjälpare. Kompletterande undersökningar rörande bärgningsförluster, återväxt, kvalitet m. m. kräver uppläggningar, som ofta är helt separata från huvudundersökningen. På dessa punkter är det väsentligt att agronomisk sakkunskap utnyttjas vid sidan om statistisk. De nu anförda arbetsuppgifterna blir av en sådan storleksordning, att en förstärkning synes oundgänglig, förslagsvis två amanuenser i reglerad befordringsgång samt två kanslibiträden. Sammanfattningsvis krävs sålunda en förstärkning av jordbruksavdelningen med en förste aktuarie, två amanuenser och två kanslibiträden. Det förutsattes vidare att expertis inom andra delar av centralbyrån och utom centralbyrån tillkallas då så anses erforderligt. I fråga om den statistiska bearbetningen av uppgifterna rörande sockerbets- och oljeväxtskördarna kan det diskuteras, om den skall förläggas till centralbyrån eller jordbruksnämnden. Med tanke på den stora brådska, som kommer att uppträda vid skördeskador, torde det vara lämpligast att materialet sändes direkt till skördeskadebyrån för framställning av de speciella uppgifter, som erfordras för skördeskadeskyddet. Det kan sedan vidarebefordras (eventuellt efter kopiering) till centralbyrån för de allmänstatistiska sammanställningar, som icke anses erforderliga att göra vid skördeskadebyrån. Kostnader

för

skördeuppskattningen

En detaljerad kostnadsberäkning med utgångspunkt från en skördeuppskattning för 400 statistiska enheter och 30 brukningsenheter per

116 statistik enhet framgår av bil. 8 (sid. 535 ff). I tabell 11 återgår en sammanställning av denna kostnadsberäkning. I denna innefattas ej de kostnader som kan komma att krävas för bestämning av mera omfattande och svåra kvalitetsskador eller bärgningsförluster (se sid. 49). Tabell 11. Sammanfattning av totalkostnader för skördeuppskattningen Fältarbete i huvudundersökningen Arbetspersonal Arbetsledning Material m. m

1 630 000 203 000 228 500

2 061 500

Övriga undersökningar Kompletterande undersökningar Sockerbetsundersökning Oljeväxtundersökning

378 000 20 000 10 000

408 000

Planering och bearbetning Personalförstärkning Hålkortsbearbetning Kontorskostnader Kommittéer och sakkunniga

130 000 60 500 20 000 20 000

230 500

Total kostnad 2 700 000

Den sammanlagda kostnaden beräknas sålunda till 2,7 miljoner kronor. Därav kan 2,0 miljoner kronor anses belöpa på den ökning av skördeuppskattningen, som krävs för skördeskadeskyddets genomförande. Vad angår frågan om vilka myndigheter, som skall handha de medel som erfordras för att täcka kostnaderna för skördeuppskattningen, synes det lämpligast att statistiska centralbyrån svarar för alla utbetalningar i samband med provyteundersökningarna, medan jordbruksnämnden svarar för utbetalningar i samband med sockerbets- och oljeväxtundersökningarna. Således bör centralbyrån tillföras 2 670 000 kronor och jordbruksnämnden 30 000 för att bestrida kostnaderna i samband med skördeuppskattningarna. Av de medel som tillföres centralbyrån bör den del av kostnaderna, som skulle krävts för allmänna skördestatistiska ändamål, uppskattningsvis 700 000 kr. ingå i centralbyråns ordinarie stat, medan återstoden, 1 970 000 kr., bör ingå i skördeskadeskyddet, d. v. s. i jordbruksnämndens stat.

KAPITEL IX Skördeskadeskyddets

finansiering

Skördeskadeskyddets kostnader utgörs av ersättningar för skördeskador, efterskänkande i vissa fall av lån samt administrationskostnader. Ersättningarna bestrids med premier. Emellertid måste ersättningarna väntas utfalla mycket oregelbundet och med varierande belopp. För att täcka kostnaderna under år med stora skördeskador måste därför fonder bildas eller förskottsmedel tillföras verksamheten på annat sätt, exempelvis genom återförsäkring. Dylika anordningar erfordras även för att bedriva låneverksamheten. I fråga om ersättningarnas storlek kan anföras följande. Den under en längre tidsperiod genomsnittliga ersättningen överensstämmer med riskpremien och erhålles med ledning av genomsnittstal för normskördevärden, självrisk samt storleken av den anslutna arealen. Vid tillämpning av mittpriserna enligt det nu gällande prisregleringssystemet per den 1 september 1956 erhålles ett genomsnittligt normskördevärde av 660 kr/ha åker (efter uppgifter i bilaga 6 sid. 531). Självrisken i grundförsäkringen beräknas i genomsnitt till 11,5 procent av den enskilda brukningsenhetens normskördevärde, och riskpremien utgör 1jG därav, d. v. s. 1,9 procent av normskördevärdet. Vid en obligatorisk anslutning omfattande cirka 3,2 miljoner ha åker blir det totala normskördevärdet 2,1 miljarder kronor och det totala riskpremiebeloppet 40 miljoner kronor. Till sistnämnda belopp bör läggas 20 procent som säkerhetstillägg enligt senare i kapitlet avgivet förslag (sid. 122). Den totala premiesumman blir då 48 miljoner kroner och i genomsnitt 15 kr/ha. Om man bortser från kostnaderna för tilläggsförsäkring och efterskänkande av lån, vilka kan väntas bli små, samt från eventuella räntekostnader, vilkas storlek är beroende bl. a. av skadeförloppet, kan årskostnaderna för skördeskadeskyddet vid obligatorisk anslutning beräknas till belopp som framgår av tabell 12. Årskostnaderna uppgår enligt dessa beräkningar till 51 miljoner kronor. Antalet anslutna kan uppskattas till 180 000, och årskostnaden per ansluten alltså till i medeltal cirka 280 kronor. Vid frivillig anslutning minskas det totala premiebeloppet i direkt proportion till den anslutna arealen, medan administrationskostnaderna ökar. Vid minimianslutningen 60 % blir totala premiebeloppet per år i grundförsäkringen 28,8 miljoner kronor. Administrationskostnaderna beräknas till 3,2

118 Tabell 12. Årskostnader för skördeskadeskyddet vid obligatorisk anslutning Milj. kr 40,0 8,0 2,0 1,0

Riskpremier Säkerhetstillägg Skördeuppskattning Förvaltning Summa

Milj. kr. 43,0 3,0 51,0

miljoner kronor. Summan av dessa årskostnader blir 32 miljoner kronor. Under antagande av att 60 % anslutning innebär ca 100 000 anslutna, blir kostnaden per ansluten i medeltal 320 kronor. Härtill kommer kostnaden för ackvisition, vilken inte blivit föremål för särskild uppskattning. I detta kapitel behandlas utredningens förslag till former för finansieringen av skördeskadeskyddet. Först behandlas administrationskostnaderna och fonderna, i fråga om vilka ett gemensamt förslag framlägges för obligatorisk och frivillig försäkring. Därefter redogöres för de olika förslag att bestrida premierna, som kan komma i fråga, om anslutningen blir obligatorisk respektive frivillig. Administrationskostnader Det kan diskuteras om administrationskostnaderna skall finansieras genom tillägg på premierna eller i annan ordning. I vanlig försäkring är administrationskostnadspålägg det ordinarie finansieringssättet. Emellertid bör man enligt utredningens uppfattning betrakta skördeförsäkringen som ett allmännyttigt företag i likhet med arbetslöshetsförsäkringen. Denna typ av skydd skulle icke kunna komma till stånd utan samhällets medverkan. Vidare avser det permanenta skördeskadeskyddet att ersätta tidigare skyddsåtgärder, som i regel administrerats av statliga myndigheter, och det kan sägas utgöra ett led i det jordbruksstöd, som statsmakterna beslutat. Med hänsyn till det engagemang, som staten i skördeförsäkringen måste åtaga sig genom att bl. a. lämna förskott för utjämning, kan staten i varje fall icke undandra sig att på ett väsentligt sätt delta i administrationen. Vad särskilt beträffar den del av administrationen, som avser skördeuppskattningen och som är den större delen (cirka 2 / 3 ), ingår den i organisationen av den allmänna skördestatistiken och bör redan på grund härav handhas av samma organ som denna. De nu anförda synpunkterna, vilka äger giltighet såväl vid obligatorisk anslutning som vid en frivillig sådan enligt de i kap. V nämnda reglerna, har lett till att utredningen ansett sig böra föreslå att administrationskostnaderna i båda alternativen helt bestrides av statsmedel. Skulle emellertid anslutningsprocenten vid frivillig anslutning på längre sikt nedgå under 60 procent och staten det oaktat finner sig böra medverka till en fortsättning av försäkringsverksamheten, bör den tillika kunna ompröva frågan om

119 bestridandet av nämnda kostnader. Det är nämligen sannolikt att statens kostnader ökar i samband med att särskilda ansträngningar måste inriktas på att vidmakthålla och öka anslutningen. De årliga anslag, som erfordras för att bestrida administrationskostnaderna, 3,0 miljoner kronor vid obligatorisk och 3,2 miljoner kronor vid frivillig anslutning, bör handhas av huvudmannen, jordbruksnämnden. Beloppet bör för den skull upptas under huvudtiteln för jordbruksdepartementet. Vid frivillig anslutning förväntas, som tidigare nämnts, medverkan även från jordbrukets organisationer. Det arbete som därvid kommer att utföras blir så intimt förknippat med deras övriga verksamhet, att en separat kostnadsuppskattning icke låter sig göra. Arbetet kommer att i stor utsträckning ha karaktären av medlemsservice. Fonder

Som förut sagts kommer ersättningarnas storlek att variera starkt från år till år. Den ersättning, som tillkommer en enskild brukningsenhet, skall ju utgå i viss proportion till den för hela brukningsdelen beräknade nettoförlusten av växtodlingen, vilket med den mångsidighet som kännetecknar svensk växtodling betyder, att endast mera generellt verkande klimatiska och biologiska skadeorsaker ger anledning till ersättning. Då sådana skadeorsaker ofta har en tämligen vidsträckt geografisk utbredning, blir den årliga utjämningen av skördeförluster mellan olika områden ej så stor. Man måste därför räkna med att ett ganska stort behov föreligger att utjämna ersättningar och premier över tiden. Om man följer det i försäkring sedvanliga förfarandet med fasta premier, vilket utredningen föreslår, kommer dessa premier att ge en fast årlig intäkt, som tas i anspråk på ett synnerligen oregelbundet sätt. Enligt den försäkringstekniska utredningen blir oregelbundenheten i ersättningarna så stor, att man inte efter 30 år eller kanske ens efter 50 år kan med säkerhet avgöra, om en skillnad i erhållna premier och utbetalade ersättningar beror på ofullständig anpassning av riskpremien till skaderisken eller på en ännu ej uppnådd utjämning av förluster och vinster mellan olika år. Hur stora skillnader mellan ersättningar och riskpremier det kan röra sig om, må illustreras med ett exempel från den försäkringstekniska utredningen (bil. 1 sid. 273 ff). Med ledning av en slumptabell beräknas skördevariationerna för en femtioårsperiod. Därur valdes en särskilt ogynnsam femårsperiod. Det visade sig då att ersättningsbeloppet kunde bli det sexdubbla av det statistiskt bestämda riskpremiebeloppet. Ett sådant utfall kan gälla ett visst område, exempelvis en ersättningsenhet. För riket i dess helhet sker alltid en större eller mindre utjämning. Beräkningar har givit vid handen att det totala ersättningsbeloppet skulle kunna röra sig om det dubbla riskpremiebeloppet under 5-årsperioden eller ca 400 miljoner kronor

120 vid det för 5-årsperioden sammanlagda riskpremiebeloppet 200 miljoner kronor (vid 40 miljoner k r / å r ) . Det är givetvis inte möjligt att redan vid starten tillskapa en fond, som är tillräckligt stor att möta varje sådan påfrestning. Det är vidare diskutabelt om det ens på lång sikt är lämpligt att bygga upp fonder tillräckliga att möta extrema risker. Enligt utredningens mening bör endast så stora fonder bildas, att de kan möta de ersättningsbehov som med en relativt stor sannolikhet kan väntas uppkomma. Frågan om extrema risker bör i stället lösas genom en särskild återförsäkring. Fondbehovets storlek belyses av exempel i tabell 13. I exemplet anföres för några olika periodlängder, mellan vilka gränser ackumulerade vinst- och förlustbelopp vid slutet av resp. period med stor sannolikhet kommer att ligga i grundförsäkringen. Tabell 13. Grundförsäkringens utfall vid olika antagna skadeförlopp Vid slutet av

10 år 20 år

Summa riskpremier milj. kr.

Gynnsamt förlopp

Ogynnsamt förlopp

Ersättning milj. kr.

Vinst milj. kr.

Ersättning milj. kr.

Vinst milj. kr.

213 540

187 260

543 1 000

— 143 — 200

400 800

Som framgår av tabell 13 är det relativt stora belopp, som k a n krävas vid ett ogynnsamt förlopp, som har relativt stor sannolikhet för sig. Det behövs därför en betydande fond redan från starten och vidare en fortlöpande fondbildning. I fråga om startfonden må erinras om att Riksdagen på förslag av Kungl. Maj:t och efter förhandlingar mellan statens jordbruksnämnd och jordbrukets förhandlingsdelegation, tillerkänt jordbruket 100 miljoner kronor av statsmedel som en fond för skördeskadeskydd 1 . Utgår man från en startfond av denna storlek, en räntefot om 4 procent samt vissa antaganden rörande variationen i fondens storlek (se bil. 1 sid. 213) erhålles följande utgående fondbelopp vid samma antagande som i tabell 13 för ett ogynnsamt förlopp. Vid slutet av 10 år 20 år

Utgående fond milj. kr. — 12 — 6

Startfonden kommer vid detta antagande att förbrukas vare sig man betraktar utfallet för en tioårsperiod eller en tjugoårsperiod. För att efter tio år utjämningsfonden skall uppgå till de ursprungliga 100 miljonerna skulle krävas ett årligt premietillägg av 23,5 procent på riskpremien. För att den efter tjugo år skall uppgå till ursprungsbeloppet skulle motsvarande premie1

Kungl. Maj:t prop, nr 165/1956 och Riksdagens skrivelse 316/1956.

121 tillägg vara 8,8 procent. Utjämning skulle således med hjälp av en startfond av 100 miljoner kronor och vissa premietillägg kunna erhållas på 10 å 20 års sikt vid ett ogynnsamt förlopp av angivet slag. Vad som sagts får inte tolkas så, att vid de gjorda antagandena om förloppet summa insatser blir tillräckliga att möta behovet varje år eller under varje del av de antagna perioderna. Påfrestningen kan bli mycket större ett enstaka år av perioden eller under en viss, kortare del av denna. Hur stort behovet kan bli, har exemplifierats tidigare (sid. 119). Ifrågavarande extrema behov av utjämning bör lämpligen, liksom då extraordinärt ogynnsamt förlopp under en längre period uppträder, lösas genom någon form av återförsäkring. Återförsäkring mot extremt stora risker förekommer allmänt inom skadeförsäkringen. Emellertid är det enskilda försäkringsväsendets möjligheter att lämna återförsäkring av skördeskador starkt begränsad. De största svenska återförsäkringspoolerna, exempelvis atomskadepoolen, kan garantera endast enstaka miljoner eller eventuellt något tiotal miljoner kronor. Dessa pooler torde inte kunna användas för skördeförsäkringar. För brand och sjöskador finns internationella pooler. Ej heller dessa kan komma i fråga. Det finns ingen internationell skördeförsäkringspool, där olika länders skördeförsäkringar återförsäkras. Eftersom flertalet skördeförsäkringar är statliga, skulle en dylik pool förutsätta mellanstatliga överenskommelser. Då såväl svenska som internationella återförsäkringsmöjligheter alltså saknas i fråga om extrema skördeskaderisker, måste den svenska staten engageras i återförsäkringen för en svensk skördeförsäkring. Med utgångspunkt från nu anförda synpunkter får utredningen framlägga följande förslag till lösning av utjämningsproblemet. Två fonder bildas, den ena benämnd utjämningsfonden och den andra regleringsfonden. Utjämningsfonden tillföres en grundplåt på 100 miljoner kronor, 1 premierna för såväl grund- som tilläggsförsäkring — med undantag för nedan angivna säkerhetstillägg — samt på fonden belöpande räntor. Fonden användes att bestrida ersättningarna i försäkringen. I de fall fonden är otillräcklig för att fylla ersättningsbehovet tillskjuter staten erforderligt förskott. På förskotten gäldas förslagsvis samma ränta som på det förlagskapital, som f. n. ställes till jordbrukets förfogande för bl. a. lagringsändamål, nämligen ränta enligt gällande diskonto med tillägg av en halv procent. De bör av- eller återbetalas så snart överskott föreligger i utjämningsfonden, sedan gäldräntor guldits på förskotten. Fondens medel bör ges en sådan placering att erforderlig likviditet erhålles. Dock torde för likviditeten sär* Efter gemensamt förslag från statens jordbruksnämnd och jordbrukets förhandlingsdelegation har statsmakterna (prop, nr 194/1957) beslutat, att av det belopp om 100 milj. kr., som avsatts enligt 1956 års riksdagsbeslut till en jordbrukets skördeskadefond, 25 miljoner skall få tas i anspråk för bidrag till jordbrukare, som på grund av förluster genom skördeskador 1957 är i behov därav. Enligt skördeskadeutredningens mening är det ytterst angeläget att detta belopp återföres till fonden. Staten och jordbruket bör träffa överenskommelse om hur detta skall ske.

122 skilda regler icke behöva uppställas; sådana finns inte för fonder i besläktad försäkringsrörelse, exempelvis för de ömsesidiga skadeförsäkringsbolagens utjämningsfonder. Regleringsfonden tillföres ett säkerhetstillägg om 20 procent av de statistiskt beräknade riskpremierna för såväl grund- som tilläggsförsäkring ävensom på fonden belöpande räntor. Fonden utgör säkerhet för de ovannämnda statliga förskotten, varför premietillägget fungerar som ett slags återförsäkringspremie. Säkerhetstilläggets storlek har beräknats med hänsyn till de risker, som staten står vid ett mycket ogynnsamt förlopp på längre sikt. Från fonden bör i enlighet med de regler, som angivits i kap. VI, få utlämnas skördeskadelån. Medel för efterskänkande av lån och låneräntor bör även få utgå ur fonden. Med hänsyn till att regleringsfonden kommer att växa tämligen långsamt (den uppnår vid ett årligt säkerhetstillägg om 8 miljoner kronor och vid 4 procent ränta 96 milj. kr. efter 10 år) kan den åtminstone under de första verksamhetsåren visa sig otillräcklig för att möta behovet av skördeskadelån. För den skull bör även regleringsfonden kunna erhålla statliga förskott i den utsträckning som krävs för att fylla lånebehovet. Samma regler som i fråga om utjämningsfonden bör gälla för dessa förskott. I vissa fall kan det tänkas förekomma att på den ena fonden bokföringsmässigt belöper betydande medel, medan den andra uppvisar brist. Det synes då osmidigt att uppta statliga förskott, utan det är en fördel att kunna utnyttja en del av medlen i den ena fonden för att täcka brist i den andra (bil. 1 sid. 233). Utredningen har ansett det lämpligt, att högst 50 procent av regleringsfonden må redovisas som fordran på försäkringsrörelsen, och att omvänt högst 20 procent av utjämningsfonden må redovisas som fordran på låneverksamheten. Sådan fordran återbetalas, då överskott i den skuldsatta verksamheten uppkommer, med högst det belopp, som finns disponibelt av överskottet, sedan eventuella på verksamheten belöpande statliga förskott guldits. De förslag, som nu har framlagts, avser att säkerställa medel för utbetalning av ersättningar och utlämning av lån, om skördeskadorna skulle komina tätt eller vara stora eller om premierna till en början skulle vara underskattade. Men skördeskadorna kan med lika stor sannolikhet under den första perioden av det permanenta skyddet bli få och/eller små. Även premierna kan vara överskattade. Därvid kan avsevärda överskott uppstå och utjämningsfonden växa snabbt. I tabell 13 (sid. 120) angavs en del uppgifter om vilka vinster som vid ett gynnsamt förlopp kunde uppnås. Lägges till dessa en startfond av 100 miljoner kronor och upplupna räntor (under vissa antaganden beträffande variationen i fondens storlek), erhålles följande medelsbelopp i utjämningsfonden vid ett antaget gynnsamt förlopp.

123 Vid slutet av

Utjämningsfond milj. kr.

t

10 år 20 år

343 489

Den fondstorlek, som vid detta antagande uppnås på en tjugoårsperiod, överstiger vad som med stor sannolikhet maximalt kan behövas. Enligt den försäkringstekniska utredningen föreslogs utjämningsfonden inte behöva överstiga tiodubbla riskpremien (exl. säkerhetstillägg, se sid. 210) för att fylla behovet även vid extraordinärt stora skador, d. v. s. 400 miljoner kronor vid riskpremiebeloppet 40 miljoner kronor. En återbäring kan således bli aktuell. För sådant ändamål bör tillskapas en tredje fond, en återbäringsfond, som tillföres fondmedel överskjutande ett efter vissa regler bestämt belopp. Frågan om återbäringsreglerna hänger nära samman med premiebetalningen. Återbäringen bör nämligen i princip fördelas i proportion till de bidrag, som olika premiebetalande lämnat till överskottet. Dessa bidrag bestämmes som skillnader mellan premier och ersättningar under den period överskottet uppkommit. Återbäringen bör därför differentieras på premieenheter. Återbäringsfrågan kompliceras emellertid av att olika sätt för premiebetalningen kan ifrågakomma. För den skull måste den vidare behandlingen av återbäringsreglerna anstå till ett följande avsnitt (sid. 129). Premier

Som utgångspunkt för finansieringen av skördeskadeskyddet har i direktiven uttalats, »att jordbruksnäringen som sådan i huvudsak bör belastas med de kostnader som en utjämning mellan olika år och skilda brukare kan medföra». Emellertid har staten utfäst sig att lämna jordbruket ett visst stöd för att trygga en skälig inkomstnivå åt dess näringsutövare. Storleken av detta stöd bestämmes numera enligt vissa fastställda riktlinjer för en viss tidsperiod, f. n. tre år. Förhandlingar om stödets utformning för tiden efter den 1 september 1959 skall inom kort påbörjas. Nämnda uttalande i direktiven bör enligt utredningens mening inte hindra att staten, om så i övrigt prövas lämpligt, lämnar vissa bidrag till skördeskadeskyddet under villkor, att bidragen fås i avräkning mot en del av det stöd som statsmakterna har utfäst sig att lämna. Innebörden av uttalandet skulle då bli, att sådana bidrag icke skall utgå vid sidan av de allmänna uppgörelserna om jordbruksstödet utan inräknas i detta. I detta sammanhang är av betydelse att skördeskadeskyddet, som tidigare nämnts, har till syfte att skydda mot en alltför stark inkomstsänkning, och att det permanenta system, som i det föregående föreslagits, kan betraktas som ett led i jordbruksregleringen. Det synes därför naturligt att hänsyn tas till statens medverkan i skördeförsäkringen, när

124 det allmänna statliga stödet fastställs för nästa period. Detta kan ske på det sättet att eventuella statsbidrag till premier upptas på jordbrukets intäktssida, då man beräknar behovet av statligt stöd. Under åberopande av vad nu sagts upptas här tre olika sätt att bestrida premierna i skördeskadeskyddet till behandling, nämligen genom av jordbrukarna kontant erlagda premier, genom uttag av leveransavgifter på jordbruksprodukter samt genom statliga bidrag. Ett system med leveransavgifter kan enligt utredningens mening tillämpas endast vid obligatorisk anslutning till skördeskadeskyddet. Det är nämligen inte möjligt uppta leveransavgifter enbart av dem som frivilligt anslutit sig. Visserligen kan det hävdas att en viss belastning på de icke anslutna icke är orimlig, eftersom alla dock har möjlighet att ansluta sig. Emellertid kan en enskild jordbrukare anse sig ha fullgoda skäl att avstå från försäkring. I sådana fall måste det bli svårt att avvisa krav från icke anslutna att erhålla åtminstone någon ersättning, när de drabbas av skördeskador. Tillmötesgås sådana krav, torde det emellertid bli svårt för att inte säga omöjligt att uppnå den minimianslutning, som utredningen funnit sig böra kräva. Vad nu anförts om ett system med leveransavgifter gäller i stort sett även för ett system med statliga bidrag till premierna. Varken leveransavgifter eller statliga bidrag bör därför komma i fråga till grundförsäkringen i alternativet med frivillig anslutning eller till den frivilliga tilläggsförsäkring för lägre självrisk, som erbjudes såväl vid obligatorisk som frivillig anslutning. Däremot bör statsbidrag kunna komma i fråga för de jordbrukare med 2—5 ha försäkringsbar areal, som vid det obligatoriska systemet frivilligt ansluter sig. I det följande skall till en början tekniken för uppbörden av kontantpremier behandlas. Därefter skall för alternativet obligatorisk anslutning diskuteras olika system för leveransavgifter och statliga bidrag för bestridande slutning kräva, att denna avser lägst 60 procent av den åkerareal, som skall tion. Från dess sida har dock ifrågasatts, bl. a. med hänsyn till att verksamheten de första åren måste betraktas vara av försöksmässig natur, huruav en del av premierna. Kon tan t premier För uppbörd av de premier som skall erläggas kontant skall två vägar diskuteras. Den ena är uppbörd genom skatteverket, den andra är inbetalning genom postverket. Från allmän synpunkt är den förra metoden att föredra, då indrivningsarbetet därigenom skulle kunna bli enklare och mera effektivt än om premierna betalas genom postverket. Skördeskadeskyddets arbete skulle i detta fall i huvudsak begränsas till att framställa debiteringslistor och distribuera dem till häradsskrivarna samt registrera restantier. Emellertid torde, efter vad som inhämtats, ett dylikt förfarande åtminstone under skördeskadeskyddets första verksamhetsår vara uteslutet, emedan de hårt ansträngda arbetskraftsresurserna inom skatteverket

125 icke kan belastas med det merarbete, som det här är fråga om. Först på längre sikt kan i samband med övergång till maskinell skattedebitering en dylik uppbördsmetod komma till användning. Det bör framhållas att metoden lider av den nackdelen att premierna, även om de beräknas i augusti— september månader försäkringsåret och påförs debetsedeln för slutlig skatt för samma inkomstår, kommer att betalas cirka två år i efterskott. Man är således hänvisad till inbetalning genom postverket under systemets första år, och det kan av nämnda skäl visa sig lämpligt att även fortsättningsvis anlita denna metod. Av kontrolltekniska skäl bör inbetalning ske på postgiro (se vidare bil. 1 sid. 388 ff). Användes uppbörd genom inbetalningskort kommer jordbruksnämnden att belastas med indrivningsarbetet. I detta fall krävs en författning, som reglerar indrivningsåtgärder, om premier icke betalas inom föreskriven tid. I en del fall, nämligen då ersättning utgår, torde indrivning kunna utbytas mot avräkning av premien mot ersättningen. Leveransavgifter Vid obligatorisk anslutning kan en större eller mindre del av premierna finansieras genom att utta leveransavgifter på inhemska produkter i likhet med vad som nu sker för vissa ändamål i jordbruksregleringen. Ur praktiska synpunkter är det lämpligt att de avgifter, som avses för premierna, liksom övriga leveransavgifter utgår per kg vara. De bör fixeras för flera år i taget, exempelvis för en prisavtalsperiod, och så att avsett premiebelopp erhålles vid normalt stora leveranser. Därigenom blir vid en liten skörd avgiftssumman lägre och vid en stor skörd högre än premiebeloppet vid det individuella uppbördsförfarandet. Detta ställer visserligen något större krav på fonderna och de statliga förskotten, men är å andra sidan till fördel för jordbrukets likviditet, när skördeskador inträffar. En nackdel med ett dylikt finansieringsförfarande är, att överensstämmelse mellan erlagda premier och de premier som svarar mot skaderiskerna icke uppnås för den enskilde. Dels varierar riskerna mellan olika delar av landet, vilket inte kan beaktas i avgiftsbeläggningen; dels saluföres större delen av jordbruksproduktionen som animalier, medan skyddet skall avse växtproduktionen; vidare kan inte all saluförd produktion av tekniska skäl avgiftsbeläggas; en del av produktionen saluföres inte alls, nämligen den del som svarar mot naturakonsumtionen. Det finns dock en del möjligheter att minska olägenheterna av dessa förhållanden. En åtgärd är att sätta avgifternas storlek för olika jordbruksprodukter i direkt proportion till de för landet genomsnittliga skaderiskerna för samma produkter. Däremot är det inte tekniskt genomförbart att för en viss produkt differentiera avgifterna med hänsyn till de stora olikheter i skaderisker, som uppträder mellan olika leveransdistrikt. Vad beträffar animalierna är det möjligt att avgiftsbelägga dem så att avgifts-

126 beloppen sammantagna ungefärligen motsvarar premierna för foderväxterna. Man kan vid utformningen av fördelningsgrunden mellan olika animalier beakta den beräknade foderåtgången för framställning av var och en av de animaliska produkterna. Det går dock inte att undvika att vissa slag av producenter får en avgiftsbeläggning, som avsevärt skiljer sig från den avsedda. Sålunda skulle de som baserar animalieproduktion på inköpta fodermedel få en kostnadsbelastning utan någon rätt till ersättningar, medan de som specialiserat sig på framställning och försäljning av fodermedel undginge avgiftsbeläggning. Då huvuddelen av fodersädsomsättningen torde gå från större jordbruk till småbruk, skulle de förra få betala en för låg avgift och de senare en för hög. Visserligen motväges detta förhållande av att en icke ringa del av småbrukens produktion konsumeras in natura och därmed undgår avgiftsbeläggning, men den utsträckning i vilken detta sker varierar från fall till fall. De som bedriver animalieförädling utan anknytning till jordbruk skulle få erlägga avgifter utan någon möjlighet till ersättningar. Det är alltså uppenbart att stora svårigheter föreligger att genom avgifter på produkter fördela premierna på ett i förhållande till skaderiskerna skäligt sätt. Det torde därför i varje fall vara nödvändigt att begränsa bestridande av premier på detta sätt till en mindre del av det totala premiebeloppet. Innan storleken därav diskuteras skall redogöras för hur avgiftssystemet skulle kunna tänkas bli utformat. Enligt det löpande prisavtalet upptas eller kan upptas avgifter på följande inhemska produkter: förmald brödsäd, råsocker (eller sockerbetor), fettämnen av oljeväxtfrö, fabrikspotatis, invägd mjölk (eller mjölkprodukter), besiktigad slakt av häst, nötkreatur, får och svin (och utförsel av levande djur till slakt). Avgifterna tillföres reglerings- eller konjunkturutjämningsfonder för de produkter på vilka de läggs. Om man tar upp avgiften på samma slags produkter för att uppnå avsett premiebelopp, måste en fördelningsgrund utformas, som i möjlig mån är anpassad till den nyssnämnda principen, att avgifterna bör stå i proportion till produkternas skaderisker. I ett exempel, vars detaljer framgår av bil. 6 (sid. 530), har utredningen beräknat det totala normskördevärdet för skörd på åker enligt en prognos för 1957/58. Från fördelningen av detta skördevärde har undantagits matpotatis, köksväxter och övriga handelsväxter (i exemplet 222 miljoner kronor). Skördevärdet av fodersäd, foderpotatis, vallproduktion, grönfoder och rotfrukter har ansetts motsvara foderkostnaden för mjölk och slakt (1 534 miljoner kronor). Övriga skördevärden, avseende brödsäd, fabrikspotatis, sockerbetor, olje- och spånadsväxter har fördelats på varje produktgrupp för sig (651 miljoner kronor). Vid fördelningen av foder skördevärdet har begagnats den foderförbrukning, som beräknas åtgå vid framställning av mjölk, fläsk och olika slag av kött. I räkneexemplet visade det sig att de avgifter, som skulle krävas enligt en fördelning av premiebeloppen på basis av foderskördevärde och foderenhets-

127 förbrukning för vissa slaktdjursslag, blev oproportionerligt höga i förhållande till de maximala avgifter som kan utgå enligt prisregleringssystemet. Den avgiftskalkyl för ett premiebelopp av 10 miljoner kronor, som uppgjorts och redovisas i tabell 14, har justerats härför; därjämte har mjölkavgiften ökats något i förhållande till den som erhölls på ovan angiven basis. Anmärkas bör vidare att vissa av de därefter erhållna avgifterna blir mycket små vid ett avgiftsbelopp av angiven storlek. Huruvida så små avgifter skall tas ut eller motsvarande belopp fördelas på andra produkter, blir en tillämpningsfråga, som bl. a. sammanhänger med hur stort leveransavgiftsbelopp man eftersträvar som bidrag till premierna. Tabell 14. Beräknade leveransavgifter vid ett bidrag till premierna om 10 miljoner kronor Reglerings- resp. konjunkturutj ämningskassa

Avgiftsbelagd vara

Spannmålshandelns Svenska sockerfabriksab:s Sveriges oljeväxtintressenters Potatisodlingens SMR:s

Förmald brödsäd Råsocker

0,3 0,2

680 280

2,04 0,56

Växtolja Fabrikspotatis Invägd mjölk

1,0 0,05 0,14

60 300 3 500

0,60 0,15 4,90

Resiktigad slakt storboskap större kalv mindre kalv häst svin får

Kr/st 1,00 0,15 0,15 1,00 0,50 0,15

1 000 st 400 340 470 30 2 500 100

0,40 0,05 0,07 0,03 1,25 0,01

Summa

10,06

Svensk kötthandels

Avgift öre/kg

Kvantitet milj. kg

Avgifter milj. kr.

Avgifterna bör utgå endast för inhemska leveranser. De får inte motsvaras av kompensationsavgifter på importerade produkter. Om så skedde skulle avgiftsbetalningen i realiteten överflyttas på de svenska konsumenterna av de avgiftsbelagda varorna, vilket icke är avsett. Avgifterna bör uppsamlas i vederbörande kassor och en gång om året överföras till skördeskadeskyddet. Detta kan lämpligen ske i samband med att utbetalningen av ersättningar tager sin början, sålunda under november månad varje år. Statliga

bidrag

Vid utformning av regler för statliga bidrag till grundförsäkringen vid obligatorisk anslutning kan viss ledning erhållas från statens medverkan vid andra former av försäkring mot inkomstbortfall. I detta sammanhang är arbetslöshetsskyddet av särskilt intresse. Förluster genom arbetslöshet kan sägas uppvisa flera paralleller till förluster genom skördeskador. Båda slagen uppkommer under omständigheter, varöver den enskilde i regel ej råder, och de avser förlust av inkomst och icke av förmögenhets- eller sak-

128 värden, som eljest är de vanligaste föremålen för försäkringsskydd. I bilaga 10 (sid. 546 ff) lämnas en kort beskrivning av arbetslöshetsskyddet och statsbidragen till detta. Först skall diskuteras om ett statsbidrag till grundförsäkringen bör — i motsvarighet till bidragsreglerna i arbetslöshetsförsäkringen — utgå med en i förhållande till skadans storlek stigande proportion för att i första hand tillgodose katastrofskyddet. Emellertid är grundförsäkringen redan till sin konstruktion sådan att endast svårare förluster av skador täcks. Med hänsyn härtill och för att bidragsanordningen skall bli enkel att administrera är det lämpligast, att statsbidraget utgår i direkt proportion till de genomsnittliga ersättningarna, d. v. s. riskpremierna. Det kan i detta sammanhang framhållas, att om statsbidraget skulle utgå i förhållande till de enskilda år starkt varierande ersättningarna, skulle belastningen på statskassan bli ojämn och svår att beräkna. Utredningen förordar sålunda, att bidragen utgår i viss proportion till riskpremien i grundförsäkringen. Avvägning mellan kontant premier, leveransavgifter och statliga bidrag När det gäller att avgöra hur stor del av premien för en brukningsenhet, som bör betalas kontant av jordbrukaren respektive genom kollektiva leveransavgifter och/eller statliga bidrag, vill utredningen till en början understryka, att det synes rimligt att jordbrukaren själv får bära en relativt stor del. Detta motiveras redan därmed att skilda grödor har olika skaderisker och att de senare varierar även med odlingens belägenhet. Försäkring mot skaderisker utgör en kostnad av i stort sett samma slag som andra odlingskostnader. Det är önskvärt att den enskilde jordbrukaren tar hänsyn till riskerna då han gör sitt val mellan olika grödor. Utredningen vill vidare framhålla, att leveransavgifter bör komma i fråga endast i begränsad omfattning, enär dessa såsom tidigare anförts inte kan fördelas på de anslutna i ett skäligt förhållande till deras skaderisker. Det förefaller utredningen skäligt att jordbrukarna i skördeförsäkringen skall erhålla bidrag i ungefär samma utsträckning som arbetarna i arbetslöshetsförsäkringen. Emellertid avviker bidragskonstruktionen i arbetslöshetsförsäkringen i betydande grad från den ovan föreslagna bidragskonstruktionen i skördeförsäkringen, varför direkt analogi är svår att åstadkomma. Enligt uppgifterna i bilaga 10 har de statliga bidragen till ersättningar i arbetslöshetsförsäkringen i medeltal för de sju åren 1950—56 varit 51 %. Bidragen har på grund av variationer i arbetslösheten växlat starkt under nämnda sjuårsperiod mellan 35 och 60 %. Då även bestämmelserna för statsbidrag till förvaltning, fondbildning m. m. för arbetslöshetsförsäkringen avsevärt skiljer sig från vad som föreslagits för skördeförsäkringen, torde analogien lämpligen böra avse det totala statsbidragets andel av arbetslöshetskassornas intäkter. Denna andel var för perioden 1950—56 cirka 36 %. Tillämpas detta procenttal på skörde-

129 försäkringen och ränteintäkten av startfonden därvid uppskattas till cirka 4 miljoner kronor per år de första åren, skulle statsbidraget bli 19 å 20 miljoner kronor. Minskas detta belopp med bidraget till administrationskostnaderna, 3 miljoner kronor, erhålles 16 å 17 miljoner kronor som bidrag till premierna. Detta motsvarar avrundat x/3 av totalpremien. Antar man, att systemet med leveransavgifter icke kommer till användning vid sidan av statsbidragen, skulle den genomsnittliga kontantpremien vid ett statsbidrag av n ä m n d a storlek bli 2/3 av 15 kr/ha (jfr sid. 117) eller således 10 kr/ha vid ett genomsnittligt normskördevärde av 660 kr/ha. Utredningen finner det icke oskäligt att jordbrukarna obligatoriskt belastas med en kostnad av denna storleksordning. Då jordbrukarna icke har någon möjlighet att undandra sig att delta i försäkringsskyddet, synes det å andra sidan önskvärt att kontantpremien icke i genomsnitt för landet överstiger sistnämnda belopp. Utredningen har undersökt huruvida icke kontantpremien skulle kunna ytterligare något nedbringas genom att även anlita leveransavgiftssystemet. En nära till hands liggande lösning har då synts vara, att leveransavgifter upptas till ett belopp, som svarar mot såkerhetstillägget till regleringsfonden. Någon större invändning synes nämligen icke kunna göras mot att solidaritetsprincipen tillämpas, när det gäller jordbrukets kostnader för återförsäkring och fondbildning. En sådan ordning skulle medföra att kontantpremien gick ned från 2j15 till 1ji0 av självriskbeloppet eller från i genomsnitt 10 kr/ha till 7: 50 kr/ha. Det totala kontantpremiebeloppet skulle med ledning av tidigare anförda uppskattningar då sjunka från 32 till 24 miljoner kronor. Emellertid kan det ifrågasättas om det kan anses administrativt lämpligt att ta upp så pass små fasta leveransavgifter, som det här skulle bli fråga om (4/5 av de avgifter som angetts i tabell 14 sid. 127). Utredningen har med hänsyn härtill och till tidigare i detta kapitel anförda skäl ansett sig böra förorda, att leveransavgifter icke kommer till användning som bidrag till premierna. .4 terbäringsregler Med ledning av de nu framförda förslagen skall återbäringsreglerna diskuteras. Uppkommer överskott i försäkringsverksamheten sedan fondbehovet tillgodosetts, är detta att hänföra till för stora premier. Eftersom 1 / 3 av premierna föreslås skola betalas av staten bör samma andel av överskottet belöpa på denna. Emellertid bör återbäring i egentlig mening inte lämpligen komma i fråga för statens del, bl. a. därför att statens bidrag förutsatts skola inräknas i det allmänna jordbruksstödet. Det förefaller naturligt att de statliga bidragen i stället sänkes, så att på staten belöpande överskott bedömes fortsättningsvis icke uppkomma. Då återbäringsregler inte kan utformas för regleringsfonden, förrän man äger närmare kännedom om behovet av skördeskadelån, kan i övrigt här endast behandlas återbäringsreglerna 9—708143

130 för utjämningsfonden. Med hänsyn till vad ovan anförts bör, då utjämningsfonden tillförts medel till ett belopp som motsvarar minst tiodubbla riskpremien, 2/s av ytterligare överskott på försäkringsverksamheten tillföras en återbäringsfond. Återbäringsfonden fördelas räknemässigt mellan olika premieenheter och grödgrupper efter försäkringsteknisk analys av de ackumulerade överskotten under den period de uppkommit. I anslutning härtill beräknas på varje brukare belöpande andel av återbäringsfonden efter någon enkel regel, som kan läggas in i rutinen för premieberäkningen och möjliggöra, att återbäringen utbetalas till honom som avdrag på kontantpremien under ett eller flera år. Sammanfattning

av reglerna för premiernas

bestridande

Sammanfattningsvis får utredningen beträffande premiernas bestridande föreslå följande. Vid frivillig anslutning erlägges hela premien, utgörande Vs av självrisken eller i genomsnitt 15 kr/ha vid mittprisnivån per 1 september 1956, kontant av jordbrukarna genom insättning på postgiro. Vid obligatorisk anslutning bestrides 2/3 av premierna med kontantpremier och Va nied statsbidrag. Kontantpremien blir 2j15 av självrisken och i genomsnitt för landet 10 kr/ha. Om överskott i försäkringsverksamheten skulle uppstå, sedan fondbehovet tillgodosetts, bör detta återbäras.

KAPITEL X V a l e t m e l l a n frivillig o c h o b l i g a t o r i s k a n s l u t n i n g

Utredningen har i kapitel V anfört en del principiella synpunkter på frågan om anslutningen till skördeskadeskyddet bör vara frivillig eller obligatorisk. Diskussionen där ledde fram till vissa slutsatser, vilka här skall återges i korthet. Rent principiellt bör den enskilde ha rätt att själv välja storleken och utformningen av det skydd mot skördeskadeförluster, som han anser sig behöva. Vissa jordbrukare kan ordna detta skydd utan att anlita försäkringsformen. Det stora flertalet har dock inte denna möjlighet. Utredningens försäkringssystem tar i första hand sikte på den senare gruppen, vilken huvudsakligen tillhör kategorien familjejordbruk. Anslutningsfrågan kompliceras av att utredningen icke lyckats skapa en skördeförsäkring, som tar full hänsyn till behovet i det enskilda fallet. En helt individuell skadebedömning har befunnits ogenomförbar på grund av bristen på uppgifter om normskördar för enskilda jordbruk och svårigheten att utan sådana uppgifter beräkna storleken av inträffade skördeskador. En individuell skadebedömning skulle i varje fall kräva ett så omfattande uppskattnings- och kontrollarbete, att kostnaderna härför skulle bli orimligt höga. Utredningen har därför nödgats att i förlustkalkylen för den enskilda brukningsenheten ersätta de individuella hektarskördarna med områdesvis bestämda hektarskördar. I vissa fall kan avvikelserna från de individuella hektarskördarna bli så betydande, att skyddsbehovet icke täcks genom de i försäkringen utgående ersättningarna. Nu angivna brister talar i och för sig mot en försäkring med obligatorisk anslutning. På en sådan bör nämligen ställas det kravet, att den i rimlig utsträckning tillgodoser behovet för den enskilde. Emellertid anser sig utredningen ha kunnat i betydande utsträckning eliminera nämnda brister. Här må erinras om att det blivit möjligt att bestämma premier, självrisker och ersättningar under hänsynstagande till sammansättningen av den enskilda brukningsenhetens växtodling, d. v. s. till arealfördelningen på olika grödor. Vidare har varje brukare beretts möjlighet att ta tilläggsförsäkring, om hans självrisk enligt grundförsäkringen överstiger viss del av normskördevärdet. Ytterligare har i kapitel VI föreslagits, att till komplettering av försäkringsskyddet individuellt beräknade skördeskadelån skall k u n n a utgå efter vissa regler, där brukningsenhetens aktuella skörd understiger

132 den områdesvis genom objektiv skördeuppskattning bestämda skörden. Skördeskadelånen avses skola utgå ur en av skyddssystemets fonder, nämligen regleringsfonden. Möjligheten att få sådana lån ingår som en integrerande del i det permanenta skördeskadeskyddet. Efter dessa kompletteringar av grundförsäkringen torde man kunna göra gällande, att utredningens förslag fyller de anspråk på en teknisk anpassning av skyddet till den enskildes behov, som rimligen kan uppställas vid en obligatorisk anslutning till grundförsäkringen. Av skäl, som anförts i kapitel V, bör man vid systemet med frivillig anslutning kräva, att denna avser lägst 60 procent av den åkerareal, som skall anslutas vid ett obligatorium, för att staten skall medverka på sätt som föreslagits. Vid överläggningar med jordbrukets förhandlingsdelegation har utredningen bibringats den uppfattningen, att det är mycket tveksamt om denna minimianslutning kan nås. Då statsbidrag icke bör utgå till premierna i frivilligalternativet, blir dessa i många fall relativt betungande, särskilt för jordbrukare med låg inkomstnivå, vilket måste påverka villigheten att teckna försäkring. I varje fall kommer ett avsevärt ackvisitionsarbete att erfordras. Även om tillräcklig försöksteckning erhålles, kommer man inte från risken att anslutningen efter starten går ned. Så kan exempelvis bli fallet, om flera skadefria år inträffar efter varandra, och detta leder till att en del jordbrukare anser försäkringen onödig. Man kan då råka in i en cirkel med höjda premier och sänkt anslutning. Utredningen anser det rimligt att staten bär de särskilda risker, som är förenade med att anslutningen till en början inte behöver överstiga 60 procent. Vid en lägre anslutning torde det däremot bli nödvändigt att utta ytterligare säkerhetstillägg för att möta den ökade förlustrisken i försäkringsverksamheten. Utredningen har i kapitel V anfört, att man vid systemet med frivillig anslutning måste fastlägga den principen, att den som avstår från möjligheten att ta försäkring icke kan göra anspråk på hjälp från staten i andra former, om skördeskada inträffar. Denna princip torde vara nödvändig för att man skall kunna nå upp till minimianslutningen. Emellertid har inom utredningen gjorts gällande att principen icke är möjlig att uppehålla i alla lägen. Liknande uttalanden framfördes också vid överläggningarna med jordbrukets förhandlingsdelegation av ledamöter inom denna. Det torde vara klart, att det statsbidrag, motsvarande 1/3 av totalpremien för grundförsäkringen, som utredningen föreslår skola utgå vid obligatorisk anslutning, gör det väsentligt lättare för jordbruket att godta obligatorielinjen. Detta har också understrukits av jordbrukets förhandlingsdelegation. F r å n dess sida har dock ifrågasatts bl. a. med hänvisning till att verksamheten de första åren måste betraktas vara av försöksmässig natur, huruvida icke bidraget under en övergångsperiod borde göras större. Som framgår av vad tidigare i olika sammanhang anförts, blir administrationskostnaden per ansluten väsentligt dyrare vid frivilligalternativet än

133 vid det obligatoriska systemet. Man kan icke undgå att beakta detta vid valet av alternativ. Ej heller kan man bortse ifrån, att samhället har intresse av att alla skall bli delaktiga av skördeskadeskydd, som ej själva på ett tillfredsställande sätt kan täcka sina förluster av skördeskador. Man kan inte räkna med att så blir förhållandet vid frivillig anslutning. Vid ett system med obligatorisk anslutning kan önskemålet om en allmän anslutning av alla dem, som har behov av skydd, förenas med en enkel och jämförelsevis billig administration och med den enskildes önskan om låga premier. Den nackdel, som är förenad med systemet, nämligen att en del jordbrukare, som disponerar egna medel att möta skördeskadeförluster, tvingas ansluta sig, är visserligen ur principiell synpunkt allvarlig men torde dock praktiskt sett vara begränsad. Dessa jordbrukare kommer ju i det långa loppet att få mer än full täckning för sina premier i form av skadeersättningar. Utredningen har av dessa skäl ansett sig böra ge sitt förord åt ett system för permanent skördeskadeskydd till vilket anslutningen är obligatorisk enligt de regler som beskrivits i kapitel V.

KAPITEL XI Skördeskadeskyddets ikraftträdande

Utredningens förslag avser att ligga till grund för ett principbeslut i frågan om ett permanent skördeskadeskydd. Innan ett sådant skyddssystem sättes i tillämpning, måste en rad formella och praktiska detaljfrågor lösas. Utredningen har ansett det lämpligast, att förslag i dessa frågor framlägges först sedan statsmakterna fattat beslut i anledning av detta principbetänkande. Utredningen vill förorda, att det skall ankomma på skördeskadeskyddets huvudman, enligt utredningens förslag statens jordbruksnämnd, att med biträde av den försäkrings tekniska expertis, som stått till utredningens förfogande, utarbeta författningsbestämmelser och detaljregler för systemet. Enligt utredningens uppfattning bör, under förutsättning att principbeslut i frågan kan fattas av riksdagen under våren 1958, de ytterligare förberedelser som krävs hinna avslutas under år 1958 och början av 1959. Utredningen får därför föreslå att det permanenta skördeskadeskyddet sättes i kraft från och med skördeåret 1959. Den exakta tidpunkten för ikraftträdandet bör med hänsyn till önskvärdheten av att tilläggsförsäkring för lägre självrisk skall kunna tecknas redan för det första verksamhetsåret icke sättas senare än den 15 mars 1959. Detta förutsätter, att förslag till lagbestämmelser och sådana tillämpningsregler, som bör underställas riksdagen, behandlas av 1958 års höstriksdag. Bland de viktigare förberedelserna må anföras följande. För regleringen av anslutningen till skördeskadeskyddet och av den anslutnes skyldigheter och förmåner måste utarbetas en lag. I lagen bör även upptas bestämmelser om förvaltning, fonder samt återbäring och återförsäkring. Vidare krävs det författningar rörande uppbörden av kontantpremier samt om statsbidrag och ortsombudens arvoden. Instruktionen för jordbruksnämnden bör omarbetas med hänsyn till de nya arbetsuppgifterna. Beskattningen av premier och ersättningar torde få närmare utredas och eventuellt föranleda ett tillägg i kommunalskattelagen. På denna fråga kan läggas olika synpunkter. Å ena sidan kan kontantpremierna för skördeskadeskyddet betraktas som en omkostnad för jordbruket, vilken enligt 22 § 1 mom. av kommunalskattelagen må avdras från bruttointäkten av jordbruksfastighet. Ersättningarna skulle då upptas som intäkt i enlighet med anvisningarna i punkt 7 till 21 § av kommunalskattelagen. För ett

135 dylikt förfarande talar att man därigenom erhåller en jämnare inkomstbeskattning. Å andra sidan kan man, i analogi med den skattetekniska behandlingen av ersättningarna i arbetslöshetsförsäkringen, motivera en skattebefrielse för ersättningarna ined den sänkta skatteförmåga, som uppträder vid förluster på grund av skördeskador. Utredningen förordar, att ersättning från skördeförsäkringen upptas som intäkt av jordbruksfastighet och kontantpremie som avdragbar omkostnad. De tekniska förberedelserna är av relativt omfattande karaktär. I fråga om de objektiva skördeuppskattningarna krävs en successiv utbyggnad. Om den i kap. VIII föreslagna omfattningen skall kunna uppnås under 1959, bör den 1958 uppgå till åtminstone halva denna omfattning. I samband därmed bör ansträngningarna inriktas på metodundersökningar rörande kvalitetsoch bärgningsförluster, så att man på längre sikt erhåller en tillförlitlig teknik att uppskatta kvalitets- och bärgningsskador. Kostnaderna för en skördeuppskattning under 1958 av nämnd omfattning har av skördeskadeutredningen i särskild skrivelse uppskattats till 1 375 000 kr., varav 708 000 kr. avser utökning jämfört med vad av statistiska centralbyrån ansetts erforderligt för allmänna skördestatistiska behov. Vidare skall normskördevärdena fixeras, vilket bl. a. förutsätter ytterligare jämförelser mellan resultaten av det äldre och det nya skördeuppskattningsförfarandet. Statistisk analys krävs också av nyare material som kompletterar det av skördeskadeutredningen använda historiskt-statistiska materialet, exempelvis gillesombudens skördeuppskattningar 1952—58. Hit hör också närmare studier av prisfrågorna, särskilt av de regionala prisdifferenserna, och i samband därmed eventuellt utredning och förslag rörande erforderlig utvidgning av prisstatistiken. Vidare behöver de olika korrektioner för kvalitet m. m., som antytts i kap. IV, fastställas. Områdesindelningarna, vad avser skördeuppskattningsområden, ersättningsenheter och premieenheter, måste utarbetas med ledning av remissvar och eventuella ytterligare undersökningar. I samband därmed differentieras normskördevärden på ersättningsenheter. Det synes önskvärt, att uppdrag omedelbart lämnas jordbruksnämnden att med anlitande av den inledningsvis nämnda expertisen påbörja de arbeten, som omnämnts i de två nästföregående styckena. Till arbetsplaneringen hör bl. a. anställning och utbildning av personal, förhyrning av hålkortsmaskiner, upprättande av avtal med maskinell servicebyrå i fråga om premie- och ersättningsberäkningarna, programmering av dessa samt uppläggning av brukningsenhetsregister. För att bestrida kostnaderna för de tekniska förberedelserna har skördeskadeutredningen i remiss över jordbruksnämndens anslagsäskande för budgetåret 1958/59 hemställt hos Kungl. Maj :t att ett belopp av storleksordningen 750 000 kr. måtte ställas till förfogande.

Bilaga 1

SKÖRDEFÖRSÄKRING Försäkringsteknisk utredning Carl Philipson

Innehåll

Kapitel

1. Allmänna

förutsättningar

Definitioner Allmänna synpunkter på begränsningar i ersättningsbeloppen Kortfattad beskrivning av några frivilliga försäkringssystem Diskussion av olika möjligheter att bestämma e r s ä t t n i n g e n . . . . Diskussion av skördens värdering Begreppen soliditet, skälighet, effektivitet Obligatorium eller frivillig försäkring Allmänna förutsättningar för den försäkringstekniska utredningen.. Kapitel

2. Den matematiska

147 148 150 151 153 154 156 157

modellen

Grundläggande begrepp 158 Sambandet mellan skördeförsäkringens riskpremie och skördevärdets frekvensfunktion 159 Olika slag av försäkring, som diskuterats i denna utredning 160 Kollektiv ren försäkring 160 Individuell kombinerad försäkring 160 Kapitel

3. Diskussion

av den kollektiva rena

försäkringen

Förkalkyl och efterkalkyl av premier 162 Några enkla exempel från brandförsäkringen 163 Kort beskrivning av vissa förhållanden i existerande försäkringar. . 163 Den kollektiva skördeförsäkringen. Diskussion 165 Numeriskt exempel på skillnad mellan individuell och kollektiv försäkring 166 Anknytning till enkla exempel från brandförsäkringen 170 Individuell och kollektiv försäkring 170 Mellanformer mellan individuellt och kollektivt betraktelsesätt otillfredsställande 171 Komplettering med annat skördeskadeskydd 172 Kapitel

4. Den kombinerade

försäkringen

Kollektiv kombinerad försäkring 173 Individuell försäkring av den t y p , som förekommer i amerikansk skördeförsäkring 173 Individuell försäkring baserad på i kapitel 2 diskuterad modell. . . 174 Sammanfattning av motiven för den föreslagna formen av individuell kombinerad försäkring 175

140 Kapitel

Kapitel

5. Obligatorisk och frivillig försäkring Allmänna synpunkter Olika slag av frivillighet i skördeförsäkringen Möjligheterna av ett urval i skördeförsäkring med valrätt Numeriskt exempel Spekulation mot försäkringen Slutsatser beträffande försäkring med valrätt 6. Värdering av normskörd

176 178 179 180 180 181

och aktuell skörd

Allmänna synpunkter 182 Principiella synpunkter på ersättningens bestämmande i skördeförsäkringen 184 Överväganden av prisets sambandsfunktion 185 Frågan om prisets differentiering 185 Retrospektiv undersökning av prisvariationen 187 Värderingen i den retrospektiva undersökningen av riskpremierna. . 187 »Översättning» till andra normskördevärden 189 Kapitel

7. Studium av skördekvantitetens frekvensfunktion för sockerbetor med särskild hänsyn till olikheterna mellan brukningsenheterna Numerisk undersökning 190 Metod för mätning av skillnader mellan olika medelvärden 190 Slutsatser av F-analyserna i bilaga F 191 Skillnader i tidsvariationen mellan brukningsenheter och stratastorleksgrupper 191 Sambandet mellan spridningen och sockerbetsarealen för en brukningsenhet 192 Slutsatser för tidigare behandlade typer av skördeförsäkring 193 Avhandling om skördeförsäkringens riskteori 194 Tillväxten i växtfysiologiska försök med konstanta tillväxtfaktorer 194 Dödlighet uppfattad som ränta 195 Tillväxten under praktiska jordbruksförhållanden i en »ruta» av en åker 195 Tillväxten i ett område 196 Skördekvantitetens och skördevärdets frekvensfunktion 196 Numerisk anpassning till frekvensfunktionen för s k ö r d e k v a n t i t e t . . 197 Riskpremien som funktion av variationskoefficienten 198 Sambandet mellan hektarskörd och tid, mellan hektarskörd och spridning 198

Kapitel

8. Mätning

av skördekvantitet

och skördekvalitet

Allmänt om biologisk och tillvaratagen skörd 200 Vallskördekommitténs rekommendationer för mätning av vallskörden för skördeförsäkringen 201 Principiella synpunkter för mätning av skörden 201 Praktiska synpunkter för mätning av skörden 203 Skördeuppskattningar i den officiella statistiken 203 Jämförelse mellan skördeuppskattningen enligt hässjemätningsmetoden för hö och gillesombudens skördebedömning 204 Jämförelse mellan objektiva och subjektiva skördeuppskattningar för stråsäd, potatis och sockerbetor 206

141 Reduktion av effekten av de systematiska felen i skördeuppskattningarna på försäkringens normskördevärde, självrisk och riskpremie 206 Kapitel

9. Utkast till regler för utjämning ringen

inom den obligatoriska

skördeförsäk-

Allmänna synpunkter 208 Förvaltningen av skördeförsäkringens tillgångar 209 Utjämningsfond 209 Intäkter och kostnader 209 Täckande av förlust 210 Disposition av vinst 210 Återbäringsfond 210 Riskens variationer 211 Variation i ersättningar till strata mellan 10 års-perioder 211 Variation i summa ersättningar för hela landet mellan 10 års-perioder 212 Numeriskt exempel för belysande av utvecklingen av skördeförsäkringens ekonomi under olika antaganden 212 Kapitel 10. Principiella

synpunkter

på avvägande av

självrisken

Självrisk och franchise Exempel från andra försäkringsgrenar Principiell motivering för självrisk i skördeförsäkring Riskpremier vid olika självrisk Förväntat antal skador vid olika självrisk Synpunkter på avvägning av självriskens storlek Helt individuell försäkring Ren, kollektiv försäkring Individuell, kombinerad försäkring Franchise i kombination med självrisk Slutsatser Kapitel 11. Utformning av teknik för skördeförsäkringen verksamheten

och diskussion

217 217 219 222 222 223 224 225 225 226 226 av låne-

Premiernas fördelning på direkt- och indirektpremier Problemställning Principiell lösning Förenklad metod Genomsnittlig premie per brukningsenhet

228 228 229 229

Låneverksamheten Skördeskadeutredningens förslag Verklig skördeförlust Anpassning till skyddsbehovet Uppskattningar av genomsnittlig »årskostnad» för lånen Storleken av erforderlig regleringsfond Samordningen mellan regleringsfond och utjämningsfond Diskussion av ett alternativ för samordningen Diskussion av ett annat alternativ

229 230 230 231 232 232 233 233

Modifikation av premie- och ersättningsberäkningar Olika slag av modifikationer

142 Modifikationer beroende på brukningsenhetens arealfördelning 235 Metoder för av brukningsenhetens arealfördelning oberoende modifikationer 236 Exempel, som belyser metod A och B 236 Modifikation betingad av avvikelse från normal frekvensfunktion. . . 237 Tillämpning av i kapitel 6 diskuterade synpunkter på skördens värdering Prisets allmänna samband med skördeutfall och marknadsvariabler 239 Speciella antaganden om sambandsfunktionen 239 Modifikationer på grund av värderingen 240 Uppdelning av premieenheter Utjämningsområden och premieenheter 241 Ersättningsenheter 242 Modifikationer på grund av uppdelningen på ersättningsenheter. . . 243 Korrektioner enligt kapitel 8, säkerhetsbelastning och tillämpning av i kapitel 10 framförda synpunkter på avvägning av självrisken Korrektioner enligt kapitel 8 244 Säkerhetsbelastning 244 Avvägning av självrisken 246 Metodik för genomförande av korrektioner enligt kapitel 8 och för säkerhetsbelastning 248 Arbetsformler och arbetsplaner ing Arbetsformler Planering av arbetena Alt. 1 Alt. 2 Alt. 3 Sammanställning av alternativen Kapitel 12. Den retroaktiva undersökningens

249 250 252 252 252 253 huvudresultat

Observationsmaterialet 254 Outjämnade parametrar 254 Utjämning av normskördevärden och variationskoefficienter 255 Utjämning av korrelationskoefficienter 257 Riskpremier vid olika självrisk 257 Riskpremier för ren försäkring 258 Premieenheter 258 Korrektion av premien för kombinerad försäkring baserad på den genomsnittliga arealfördelningen i en grupp av brukningsenheter 258 Premier för kombinerad försäkring 260 Fördelningstal för indirektpremier 261 Tilläggsförsäkring 261 Bilagor till Försäkringsteknisk Utredning Bilaga A. Litteraturförteckning

till kapitel 1

Skördeförsäkring i utlandet Hagelförsäkring i Sverige

262 263

143 Bilaga B. Matematiska

härledningar

till kapitel

2—4

1. Sambandet mellan riskpremie och frekvensfunktionen för skördevärde 264 2. Riskpremien för en brukningsenhet 264 3. Riskpremier för individuell kombinerad försäkring 266 Bilaga

C. Teorin om individuell kombinerad struerad modell, K. Ångström

försäkring

tillämpad

på en kon269

Tabell 1. Medelst normalfördelade slumptal kombinerade skördevärden i kronor per 10 hektar för 3 grödor vx v2 v3 271 Tabell 2. Totala skördevärden per brukningsenhet och år beräknade från ett konstruerat material enligt tabell 1 272 Tabell 3. Resultatet från 30-årsperioden tillämpat på en 5-årsperiod längre fram i konstruktionsmaterialet 273 Totala skördevärden per brukningsenhet och år beräknade från ett konstruerat material enligt tabell 1. Bilaga D. Sambands funktioner

i

ersättningsformeln

1. Olika slag av sambandsvariation 274 2. Statistiska variabler som parametrar. Utbudet u t t r y c k t som olika sambandsfunktioner 275 3. Ersättningen i skördeförsäkring 275 4. Ersättningens sambandsfunktion med priset som parameter 275 5. Samband mellan pris och olika statistiska variabler 276 6. Diskussion av en modell för sambandet mellan pris och olika prisfaktorer. Generaliserad ansats 276 7. Ersättningens sambandsfunktion med priset som statistisk process 277 8. Värdering i retrospektiv statistik 278 Tabell l a ) Hektarskörd för året i förhållande till normskörd per hektar enligt bilaga H (hirlfhirl) samt normskördevärden i kronor per hektar beräknade med 1951 års arealer samt normskördar och normpriser enligt bilaga H . . . . 282 Tabell Ib) Korrektionsfaktorer ( c w ) för beräkning av priser för värdering av aktuell skörd samt exponenter (e.) 284 Bilaga E. Skördeväxlingarnas Ångström

inflytande

på priserna på jordbruksprodukter,

K. 286

Tabell 1. Logaritmiska regressionskoefficienter 290 Tabell 2. Reräknade och verkliga priser 291 Diagram E: 1—5. Samband mellan pris och hektarskörd m. fl. variabler 295 Bilaga F. Skördevariabiliteten för sockerbetor i Sverige under åren 1939—54 och dess inverkan på riskpremien i skördeförsäkring, K. Ångström A. Sammanfattning av resultaten R. Undersökningens syfte och uppläggning C. Analys av medelvärdena för hektarskördarna av s o c k e r b e t o r . . . D. Analys av varianserna för hektarskördarna E. Hektarskördens frekvensfunktion F . Riskpremien som funktion av skördevariabiliteten

298 299 299 301 304 306

144 Appendix F: 1

PM ang. urvalet av sockerbetsodlare för en undersökning rörande skördevariabiliteten, Jordbrukets utredningsinstitut, l:a avdelningen 308 Appendix F: 2 Förteckning över hålkortsmaterial 312 Diagram F: 1 Den sammanlagda spridningen i sockerbetsskördarna mellan brukningsenheter och år inom vissa sekundärenheter och dess samband med medelarealen sockerbetor per brukningsenhet 314 Diagram F: 2 Hektarskördarnas fördelning för sockerbetor för brukningsenheterna i en sekundärenhet (inom Landskrona. Kvistofta och Asmundtorp) 315 Diagram F: 3 D:o (inom Hemmesdynge, Grönby, Solberga och N. Nöbbelöv) 317 Diagram F: 4 Riskpremien som funktion av spridningen i hektarskörden 318 Diagram F: 5 Riskpremien som funktion av brukningsenhetens sockerbetsareal 319 Diagram F: 6 D:o (log-log-skala) 319 Appendix F: 3 Sekundärenheternas medelskörd och varians vid olika omfattning av sockerbetsareal per brukningsenhet 320

Bilaga G. Jordbrukets

Utredningsinstituts

basurval, Folke Larsson

Syfte Stratifieringen Primära urvalsenheter Urvalsproceduren Delurvalen Skattningsförfarandet Indelning i superstrata R.L.F.:s jordbruksregister

322 323 324 325 325 326 327 327

Bilaga H. PM angående beräkningen av produktionsvärdet vid normalskörd i samband med utredningen av skördeskador hösten 1955, Jordbrukets utredningsinstitut, l:a avdelningen 1. Resådd areal 1955 2. Normalskörd per hektar 3. Reräknad totalskörd 4. Producentpriser 5. Normalt produktionsvärde Bilaga I. En jämförelse mellan objektiva och subjektiva

329 329 329 329 329 skördeuppskattningar

1. Material 330 2. Stråsäd 330 3. Sockerbetor, materialet 330 4. Rias i tidsvariansen för sockerbetor 330 5. Sockerbetor, jämförelser 332 6. Potatis 333 7. Reduktion av effekten av systematiska fel på normskördevärde, självrisk och riskpremie 333

145 Bilaga J. Uppskattning av tidsvariationen i riskpremien per stratum samt i totalresultatet för hela landet 1. Geografisk indelning 335 2. Materialet i den statistiska undersökningen 335 3. Yägning av ersättningar. Bortfallet 335 4. Riskpremie per stratum och dess medelfel 336 5. Bias. Sambandet mellan riskpremier och deras medelfel 337 6. Medelfel i det geografiskt utjämnade totalresultatet för hela landet 337 Appendix till bilaga J. Matematiska undersökningar av riskpremiernas variation 1. Gemensam frekvensfunktion för en normalt fördelad variabel och medeltalet av n stycken observerade värden av variabeln 338 2. Riskpremien för en skördeförsäkring och den genomsnittliga ersättningen, uppskattad från n stycken observationer 339 3. Bias i olika uppskattningar av riskpremien 339 4—5. Integraluppskattningar 340 6. Bias i riskpremien orsakad av den slumpvisa variationen av ett estimate av variationskoefficienten för skördevärdet 342 7. Teoretiska medelfelet i riskpremien och bias i uppskattningar härav. Funktionssambandet mellan riskpremie och medelfel 343 8. Bias i uppskattningar av variationskoefficienten för skördevärdet och härav förorsakade bias i riskpremien och dess medelfel 343 9. Numeriska värden av olika bias 344 10. Genomsnittliga riskpremier per stratum med medelfel före och efter korrektion för bias 344 11. Sambandet mellan genomsnittliga riskpremier per stratum och deras medelfel i materialet jämfört med funktionssambandet mellan dem 345 12. Uppskattning av medelfelen i de geografiskt utjämnade riskpremierna för hela landet 346 Tabell 1 Biaskorrektioner för p = 0,20 347 Tabell 2 a) Riskpremier per normskördekrona för strata, beräknade som genomsnittlig ersättning. I genomsnitt för landsdelar och perioder 348 b) Spridningar mellan 10 års-riskpremier för strata enligt a). I genomsnitt för landsdelar 348 c) Spridningar mellan för hela landet utjämnade riskpremier (geografisk utjämning) enligt a) 348 Tabell 3 a) Teoretiskt funktionssamband mellan 10 års-riskpremier (7) och deras medelfel (o>) under förutsättning att skördevärdet har en normal frekvensfunktion 349 b) Biaskorrigerade genomsnittliga riskpremier (period 9) för strata och spridningar i 10 års-riskpremier. Enligt tabell 2 a)—b) efter korrektion av bias enligt tabell 1 349 c) Differenser mellan i tabell b) angivna spridningar och motsvarande teoretiska spridningar, beräknade (grafiskt) från motsvarande riskpremier enligt funktionssambandet i a) jämförda med geografiska spridningar mellan riskpremier för strata 349 10—708143

146 Diagram J: 1

Spridningen för riskpremien bestämd per stratum och tioårsperiod som funktion av riskpremien vid en självrisk av 20 % 350

Bilaga K. Geografisk indelning av materialet i den retrospektiva undersökningen. Bilaga L. Några tillämpningsformler

för föreslaget

. 351

skördeskadeskydd

Beteckningar och förutsättningar 371 A. Några formler för premierna i individuell kombinerad försäkring 372 B. Undersökning av förslaget om stödlån till individuella brukare på ansökan 375 C. Modifikationer av beräkningarna i A under generellare förutsättningar 377 D. Tillämpning av principerna för skördens värdering 378 E. Korrektion för systematiska fel i gillesombudens skördeuppskattningar. Ersättningsformler 380 F. Tillämpning av i kapitel 10 diskuterade principer för självrisken 382 G. Arbetsformler 382 Diagram L: 1. Kvoten mellan riskpremien (r) och variationskoefficienten (w) som funktion av kvoten mellan självrisken (p) och w 386 Appendix till bilaga L. Angående mekaniska hjälpmedel för skördeförsäkringen 1. Uppgifter 387 2. Statistik och utredningsuppgifter 387 3. Beräkning av premier och ersättningar, administrativa uppgifter 387 4. Dimensionering av maskinella resurser 388 5. Registerföringen 388 6. Premiedebiteringen och kontroll av inbetalningen 388 7. Framställning av debiteringshandlingar med hålkort 390 8. Framställning av debiteringshandlingar på vanliga giroinbetalningskort 390 9. Framställning av utbetalningskort 391 10. Kombinerade metoder för debiteringshandlingar och utbetalningskort 391 11. Debiteringshandlingar till skatteverket 391 12. Aktuariella arbeten 391 13. Stansning, uppläggning, å jour-föring av registren 392 14. Konventionell hålkortssektion, maskinkostnader 392 15. Personalkostnader för i 14 angivna maskiner 393 16. Premie- och ersättningsberäkningar 393 17. Alt. 1 393 18. Alt. 2 394 19. Alt. 3 395 20. Sammanställning 395 21. Uppläggningsarbetet 396 Bilaga M Tabeller, diagram och planscher till kapitel 12 Förteckning i bilagan.

Skördeförsäkring Försäkringsteknisk

utredning

Författaren har under arbetets gång haft ingående överläggningar med skördeskadeutredningen

KAPITEL I Allmänna förutsättningar Definitioner

Med skördeskadeskydd i vidaste mening avses i denna utredning anordning vidtagen i syfte att utjämna förluster på grund av skördeskada, som uppstått på grund av viss eller vissa inflytelser av onormal väderlek, angrepp av organismer m. m. Bland tänkbara anordningar av detta slag märkas exempelvis krediter, skattemässig resultatutjämning och försäkring. Skördeskadeskyddet kan, oavsett dess form, vara individuellt eller kollektivt. I förra fallet konstateras skadan och ersättningens storlek på basis av den enskilda brukningsenhetens uppskattade skörd, i senare fallet på skörden för en på ett eller annat sätt bestämd grupp av brukningsenheter. Om skyddet begränsas till förluster, som uppkommit på grund av en enda eller flera angivna orsaker (t. ex. hagel, storm, frost) kallas skyddet speciellt. Om skyddet omfattar alla på klimatiska och/eller biologiska orsaker beroende förluster, kallas skyddet allrisk-skydd. När i det följande icke motsatsen direkt utsäges avses alltid allrisk-skydd. Skyddet kan antingen avse resultatet av varje gröda (eller grupp av besläktade grödor, jfr m i bilaga D:8 a), sid. 278) för sig eller det sammanlagda resultatet av flera grödor (eller grödgrupper). I förra fallet kallas skyddet rent, i senare fallet kombinerat. I denna utredning kallas ett försäkringsmässigt utformat skördeskadeskydd för skördeförsäkring. Denna term användes av Åstrand, (15) — (16). (Siffror inom parentes hänvisar till litteraturförteckningen i bilaga A, sid. 262). Som stöd för användande av denna term i stället för skördeskadeförsäkring kan åberopas att i författningstext och allmänt språkbruk användes försäkringsobjektet (och ej skadan) för att beteckna en försäkring för så vitt icke skadorna ha en allmänt gängse särskild benämning (jfr t. ex. motorfordonsförsäkring, skogsförsäkring, brandförsäkring och hagelförsäkring). Endast undantagsvis betecknas försäkring med objektets namn med tillägg av ordet skada (vattenledningsskadeförsäkring). (Se Kungl. Maj :ts

148 kung. om balansräkning samt vinst- och förlusträkning i försäkringsbolag, SFS 1949: 458). I USA användes termen »Crop Insurance», (1). Rommel använder »Ernteversicherung» i allmänhet, men betecknar allrisk-försäkring med »Ernteertragsversicherung» till skillnad från speciell försäkring, som han kallar »Ernteschadenversicherung» [(7) — (10)]. Den enhet, på vilken konstaterandet av skadan och beräkningen av ersättningen för skördeförsäkringen baseras, kallas ersättningsenhet. Ersättningen för en skördeskada kan i princip beräknas som skillnaden mellan ett normskördevärde och ett aktuellt skördevärde med vissa korrektioner och avdrag. Med aktuellt skördevärde avses värdet av skörden visst år och med normskördevärde det skördevärde, som förväntas uppkomma vid normala tillväxtbetingelser. (Den exakta innebörden av begreppet skörd diskuteras i kapitel 8.) Medelvärdet av ersättningarna per areal under en lång tidsperiod kallas riskpremie per arealenhet. (Riskpremie är i allmänhet den del av försäkringspremie, som avser att täcka ersättningarna, d.v.s. de egentliga riskkostnaderna. En försäkringspremie kan därutöver innehålla vissa tillägg, såsom säkerhetstillägg och omkostnadstillägg.) Om normskördevärde respektive riskpremie uppskattas på en annan grupp än ersättningsenheten, kallas dessa grupper respektive normskördeenhet, premieenhet. Allmänna synpunkter på begränsningar i ersättningsbeloppen

Det ligger i försäkringens natur att man vid skaderegleringen bör tillse att endast sådana förluster, som bero på de orsaker, som inkluderats i försäkringsskyddet, bli ersatta. Exempelvis måste man på ett eller annat sätt förebygga att av försäkringstagaren beroende åtgärder (t. ex. olämpliga bearbetningsmetoder, uppskov med sådd utöver optimal tidpunkt för så vitt detta ej betingats av omständigheter, varöver brukaren ej råder) får föranleda ökad ersättning. Det ligger då närmast till hands att basera ersättningen på den aktuella skörd, som vid årets betingelser i övrigt skulle hava erhållits, därest brukaren i driften använt metoder, vilka — för så vitt kunnat förutses — icke skulle ge anledning till ökad skördeskada. Exempelvis bör icke underlåtenhet att bärga skörden efter skördeskada medföra högre ersättning än som skulle ha erhållits, om skörden hade bärgats. Det föreligger emellertid principiella svårigheter att avväga i vilken utsträckning hänsyn bör tagas till brukarens val av metoder för växtodlingen. Det har i flera undersökningar visats att vissa växtsorter med högre avkastning ha större klimatkänslighet än lågavkastande sorter, åtminstone inom vissa delar av landet. Vidare ger t. ex. en ökad kvävegiva en förbättrad avkastning vid gynnsam väderlek, ofta förenad med högre känslighet för överskott på nederbörd. Sådana omständigheter kunna möjliggöra en spekulation mot försäkringen. Om nämligen hela eller stor del av förlusten vid ogynnsam väderlek täckes av ersättningar från försäkringen, blir frestelsen naturlig att i fråga om sortval och jordförbättringsmetoder m. m.

149 välja chansen till högre avkastning utan hänsyn till bristande klimathärdighet. Detta behöver nämligen ej, om premien bestämmes av den genomsnittliga risken i ett större område, leda till en premieökning för en brukare, som tar en sådan chans. Till en viss grad kunna sådana effekter elimineras genom att vid beräkning av ersättningarna genomgående tillämpa ett så högt avdrag, att förlusten av en skördeskada blir kännbar för brukaren trots den ersättning han erhåller från försäkringen. Vid avvägning av sådana avdrag måste emellertid hänsyn tagas till att skyddet i allmänhet blir tillräckligt. Ett annat sätt att eliminera här avsedda effekter vore att differentiera antingen premier eller ersättningar, så att högre premier respektive större avdrag på ersättningarna tillämpades vid användande av högavkastande, klimatkänsliga sorter eller vid användning av jordförbättringsmetoder med samma effekt. Enligt utredarens mening kan en dylik differentiering icke tillstyrkas. Dels skulle nämligen en dylik komplicering av bestämmelserna nödvändiggöra en betungande administration och dels skulle härigenom försäkringen kunna komma att verka hämmande på utvecklingen beträffande sortval och brukningsmetoder. Å andra sidan böra ersättningsreglerna icke utformas så liberala att riskerna av en uppenbart oförnuftig experimentverksamhet delvis belastas försäkringen. Här antydda svårigheter uppträda särskilt om försäkringen utformas helt individuellt. Vid en försäkring, där ersättning bestämmes av den enskilde brukarens skörd, vilken är direkt beroende på av denne tillämpade sortval samt bearbetningsmetoder, blir effekten av här ovan diskuterade förhållanden särskilt stor. Tillämpas däremot vid ersättningsberäkning ett mer eller mindre kollektivt betraktelsesätt bli dessa effekter utjämnade. Om ersättningsenheten omfattar en relativt stor grupp av brukare, komma olikheterna i sortval och bearbetningsmetoder i stor utsträckning att utjämnas vid beräkning av den genomsnittliga realiserade skörden per ytenhet av viss gröda. Oavsett om försäkringen utformas kollektivt eller individuellt bör ett visst belopp, det s. k. självriskbeloppet, avdragas från skillnaden mellan normskördevärde och aktuellt skördevärde. Ovan har anförts vissa synpunkter på avvägningen av självriskbeloppets storlek. I den amerikanska skördeförsäkringen (se nedan) beräknas självriskbeloppet högre ju tidigare under vegetationsperioden som skördeskadan konstaterats. Detta betingas av att större andel av driftskostnaderna bortfaller, om skördeskada av tillräcklig storlek konstateras tidigt. Självriskbeloppet för ett visst område kan principiellt bestämmas i relation till normskördevärdet eller till ersättningen eller slutligen som visst eller vissa belopp per ytenhet. Givetvis kunna två eller flera av dessa principer kombineras. Avvägningen av storleken av självriskbeloppet diskuteras utförligt i kapitel 10.

150 Kortfattad beskrivning av några frivilliga försäkringssystem

I U.S.A. förekommer en försäkring, som organiserats av de federala myndigheterna. Anslutningen till försäkringen är frivillig, dock måste för ett county en viss majoritet av brukarna ansluta sig. Dessutom kan försäkringsanstalten, Federal Crop Insurance Corporation, avböja försäkring då denna bedömes som dålig risk. Såväl rena som kombinerade försäkringar förekomma. Numera bestämmes försäkringssumma och riskpremie per ytenhet på följande sätt. På basis av den vanligen förekommande investeringen i skörden, genomsnittlig avkastning och spridning i ett county beräknas centralt för varje county en preliminär försäkringssumma och riskpremie. Av de lokala tjänstemännen differentieras försäkringssumma och premie på mindre områden, varvid tillses att genomsnittlig försäkringssumma och premie överensstämma med de centralt bestämda preliminära värdena. — Tidigare utgjorde brukningsenheten normskördeenhet och premieenhet. Det visade sig emellertid att denna väg ej var framkomlig. I princip är ersättningsenheten för den rena försäkringen av viss gröda den areal inom ett county, som besatts med grödan och försäkrats av viss person. Dock kan högst tre ersättningsenheter inom ett county uppkomma för varje försäkrad (nämligen om en och samma försäkrad äger viss areal och arrenderar annan areal, om han icke brukar all den areal han äger eller är s. k. share cropper). Vid kombinerad försäkring gäller motsvarande regler den areal, som besatts med de försäkrade grödorna. Den aktuella skörden bestämmes av skadereglerare, som flera gånger under skadeåret inspekterar skörden. Härvid korrigeras den aktuella skörden genom tillägg av förluster uppkomna på grund av »ej försäkrade» orsaker. Vidare beräknas, om skador inträffat tidigare under vegetationsperioden, vissa tillägg till den aktuella skörden. På grund av den under vegetationsperioden fallande självrisken blir denna korrektion särskilt komplicerad. (Jfr Adjuster's manual, 1949, 1954.) Ersättningen beräknas med utgångspunkt från försäkringssumman, som motsvarar normskördevärdet med avdrag av ett fixt procenttal, i regel 25 %. Därefter tillämpas ytterligare ett med tidpunkten för skadans inträffande varierande avdrag, som utgör en approximation av minskningen av produktionskostnader på grund av skadans inträffande. Ersättningen före sistnämnda avdrag utgör det belopp, varmed försäkringssumman med avdrag för den fixa självrisken överstiger värdet av den av skaderegleraren korrigerade aktuella skörden. Härvid värderas den sistnämnda i fråga om de flesta grödor (undantag tobak, citrusfrukter) med samma förutbestämda pris som ingår i beräkningen av försäkringssumman. I Sverige drives för närvarande endast en speciell försäkring, som avser skydd för egentliga jordbruksprodukter emot skada genom hagel. (Härtill kommer en försäkring av trädgårdar mot skada genom hagel, frost och storm.) Premierna i ett bolag bestämmas på grundval av statistik för fyra olika grupper av grödor fördelade på 9 geografiska områden. I vissa bolag

151 uttages efterskottspremier beräknade med hänsyn till årets resultat. Till grund för premieberäkningen för den enskilda brukaren lägges en av honom själv bestämd försäkringssumma 1 . Ersättningsenhet utgör den enskilda brukningsenheten. Vid skada utföres av skadereglerare en eller flera inspektioner av skörden. Vid slutregleringen uppskattas först h u r stor skörden skulle ha blivit om hagelskada ej inträffat. Därefter uppskattas skadans storlek i procent av denna skörd. Härur beräknas värdet av den skörd, som skulle ha erhållits vid i övrigt lika förhållanden vid frånvaro av skada, samt aktuellt skördevärde med användande av samma pris per enhet, i regel det noterade priset. Om den till grund för premien liggande försäkringssumman understiger det förstnämnda värdet, reduceras ersättningen i förhållande därtill. Någon egentlig självrisk förekommer i regel ej, vid skördetröskning tillämpas dock en självrisk för tid som grödan kvarstår eller kvarligger avmejad, om denna tid är längre än den tid, som normalt förekommer vid fälttorkning. Denna självrisk, 20 % av varje skada, kan övertagas av försäkringsgivaren mot tilläggspremie. Skador av liten omfattning ( < 100 kg/ha för säd och mindre än 50 k r : s värde per ha för andra grödor) ersättas ej. Man kan sålunda konstatera att de båda beskrivna försäkringssystemen förutsätta en komplicerad individuell skadereglering. Denna skadereglering baseras huvudsakligen på bedömning och uppskattning av föreliggande omständigheter. Detta medför att skaderegleringen måste underkastas en fortlöpande kontroll. I den amerikanska skördeförsäkringen består fältarbetet i uppskattning av ett korrigerat aktuellt skördevärde, i den svenska hagelförsäkringen uppskattas däremot den beräknade skörden och skadans storlek i % av denna. Om man bortser från försäkring av tobak och citrusfrukter användes i båda försäkringssystemen samma pris per enhet vid beräkning av normskördevärde och aktuellt värde. Den svenska försäkringen är helt frivillig, medan den amerikanska är frivillig med vissa ovan angivna begränsningar. För båda systemen är bestämningen av ersättningarna individuell. För båda systemen beräknas premierna för stora grupper av ersättningenheter, detta gäller även för försäkringssumman i det amerikanska systemet. I det svenska systemet bestämmes den enskilde försäkringstagarens premie på basis av en vald försäkringssumma. Om denna ej understiger skadereglerarens uppskattning av den skörd, som skulle hava erhållits, om hagelskada ej inträffat, har försäkringssumman inget inflytande på ersättningens storlek. Diskussion av olika möjligheter att bestämma ersättningen

Den speciella försäkringens metod för skadereglering baserad på uppskattning av skörd vid frånvaro av skada och i övrigt lika förhållanden, är 1 Numera erbjudes även en försäkring enligt specialtarifT för småbrukare, grundad på arealen utan valrätt till försäkringsskydd.

152 knappast användbar för allrisk-försäkring. Det torde icke vara möjligt att i allrisk-försäkring uppskatta den skörd, som vid i övrigt lika förhållanden skulle ha erhållits vid en brukningsenhet därest inga växtsjukdomar förekommit och klimatet hade varit normalt. För individuell allrisk-försäkring blir man då hänvisad till den amerikanska metoden att uppskattningsvis korrigera den aktuella skörden. Även en sådan korrektion stöter på stora principiella svårigheter. I detta sammanhang bör påpekas att m a n beträffande bestämning av försäkringssumma och premie under senare år övergått till ett kollektivt betraktelsesätt. Under de allra sista åren har man försöksvis övergått till att tillämpa kollektivt betraktelsesätt för ersättningarna, ehuru några data för bedömande av resultaten härav ännu ej äro tillgängliga [(13), bil. A]. Härtill kommer emellertid de administrativa komplikationerna vid individuella inspektioner på alla brukningsenheter, för vilka skada anmälts. För sådana inspektioner erfordras en hel stab av experter för bedömning av skörden och i vad mån denna påverkats av »icke försäkringsbara» faktorer. Det är uppenbart att detta måste medföra stora administrationskostnader. För 1951 och 1952 utgjorde »operating and administrative expenses» för Federal Crop Insurance Corporation 31 resp. 33 % av den totala premieinkomsten. Av dessa kostnader belöper c:a hälften på »personal services». De genomsnittliga totala förvaltningskostnaderna för hagelförsäkring för 4 bolag utgjorde 1947—1949 28—23 % av premieinkomsten. (För ett av bolagen föreligger en uppskattning av kostnader för värderingar till 5 % av ersättningarna.) Skulle i vårt land införas en allmän skördeförsäkring omfattande alla brukningsenheter med areal över viss gräns (t. ex. 2 h e k t a r ) , torde också tillgången av kvalificerad arbetskraft vara otillräcklig för en individuell bedömning av varje brukningsenhet, som anmäler skada. För en skördeförsäkring med så stor anslutning bör man därför antingen definiera ersättningsenheter, som omfatta en stor grupp av brukningsenheter eller, om detta ej låter sig göra, basera bestämningen av normskördevärde och aktuellt värde på skördekvantiteter per ytenhet, som erhållits från grupper av flera ersättningsenheter. Som framgår av kapitel 3—4 kan den förstnämnda anordningen tillämpas för ren försäkring, medan den andra anordningen är lämpligare för den kombinerade. I dessa kapitel diskuteras också den effekt på riskutjämningen, som sådana anordningar kunna tänkas få. Uppskattningar av skördekvantiteten per hektar för olika grödor bör i så fall ske på basis av objektiva skördeuppskattningar enligt stickprov. Numera verkställas sådana undersökningar av skörden av vissa grödor för hela landet av statistiska centralbyrån. Dessa uppskattningar måste för att kunna användas i skördeförsäkringen utbyggas att omfatta de viktigaste grödorna med differentiering på ett antal geografiska områden. Ett försök till sådan utbyggnad har anordnats för år 1957. För de enskilda brukningsenheterna

153 erfordras uppgift om storleken av de arealer, som användas för olika grödor. Uppgifter härom kan direkt infordras från brukarna vid lämplig tidpunkt. Diskussion av skördens värdering

Vad som i princip bör utjämnas genom skördeförsäkringen är negativa avvikelser utöver viss storlek i det aktuella skördevärdet från normskördevärdet, i den mån de bero på klimastiska och/eller biologiska faktorer och kunna betraktas som oberoende av brukarens åtgärder. Ett skördevärde är en produkt av areal, hektarskörd och pris. Här är arealen förutbestämd och till utjämning föreligger sålunda värdet per hektar, d.v.s. produkten av skördekvantitet per hektar samt pris. I de beskrivna systemen bestäms emellertid priset på förhand (med undantag för vissa grödor i det amerikanska systemet). För allrisk-försäkring borde principiellt även sådana avvikelser i priset, som via olika kvantitet och kvalitet hos produktionen härröra från klimatiska och/eller biologiska betingelser, få inverka vid beräkning av ersättningen. Att man i U.S.A. underlåter att göra så, är delvis historiskt betingat. Under 1920-talet uppstod för den amerikanska skördeförsäkringen, då driven i enskild regi, stora förluster, som ledde till att flera bolag måste träda i likvidation. Dessa förluster berodde på att i den dåtida tekniken även avvikelser i prisnivån, som berodde på för skördeförsäkringen främmande faktorer, utjämnades. 1920-talets ekonomiska kriser ledde därigenom till ersättningar, som väsentligt översteg premieinkomsten. Med stöd av dessa erfarenheter utformades den första statliga försäkringen så, att ersättningarna beräknades som skördekvantiteter och utbetalades in natura. Då man sedermera av administrativa skäl i praktiken övergick till att utbetala motvärdet av dessa ersättningar i dollars, utgick man ifrån att beräkning av ersättningarna skulle ske med det förutbestämda priset. Som ett symptom på att de gamla föreställningarna bibehållits, kallas fortfarande den gängse formen av ren försäkring »Commodity Insurance». I litteraturen har motiveringen för denna teknik baserats helt och hållet på svårigheten att garantera priser, med hänsyn till hela variationen i priserna. En del av variationen i priserna kan i många fall — där icke prisreglerande eller marknadsorganisatoriska åtgärder är av större betydelse — återföras på kvantitet och kvalitet hos produktionen. Av principiella skäl bör man icke i försäkringen bortse från denna del av prisets variation. Om nämligen marknadsförhållandena äro sådana, att under ogynnsamma skördeår priset är högre än under gynnsamma skördeår under i övrigt samma betingelser, skulle man överskatta normskördevärdet om årets verkliga pris användes för värdering av detta. Likaledes skulle det aktuella skördevärdet underskattas om detta värderas till lägre pris än årets verkliga pris. I övrigt hänvisas till kapitel 6, där frågan om skördens värdering utförligt behandlas.

154 Här bör framhållas att en allmän skördeförsäkring, omfattande större delen av landets jordbrukare, där en viss del av prisvariationen blir föremål för utjämning, bör föranleda en effektiv gränsdragning mellan å ena sidan de åtgärder, som vidtagas med hänsyn till förändringar i allmänna ekonomiska förhållanden, och å andra sidan de åtgärder, som avse att utj ä m n a effekten av inkomstbortfall på grund av skördeskador, orsakade av klimatiska och biologiska inflytelser. En förutsättning för rationell utformning av skördeförsäkringen torde vara att bestämmelser och överenskommelser rörande prissättningen äro oberoende av tillfälliga avvikelser från normskördarna. Hittills har denna förutsättning icke varit uppfylld. I det äldre systemet för prissättningen gjordes först en förkalkyl baserad på uppskattade normskördar. Härigenom beräknades den totala erforderliga intäktsnivån för jordbruket i dess helhet. Med hänsyn till sociala skäl och allmänna överväganden fastställdes med ledning av förkalkylen priserna på olika produkter. De på detta sätt förutbestämda priserna skulle sedermera i vissa fall ändras med hänsyn till årets skördeutfall. Dessa bestämmelsers innebörd var att vid svåra skördeskador lämna viss kompensation genom prishöjningar eller på annat sätt. Under år med goda skördebetingelser fick å andra sidan jordbruket vidkännas vissa uppoffringar. Bestämmelserna om kompensation vid dåligt skördeutfall har i nu gällande regler provisoriskt bibehållits. När dessa provisoriska bestämmelser blivit upphävda, torde man i det gällande systemet i huvudsak ha tillgodosett de krav, som bör ställas på prissättningssystemet även efter införandet av en skördeförsäkring. Det är emellertid icke uteslutet att sedan erfarenhet vunnits av samspel mellan prissättningssystemet och skördeförsäkringen, modifikationer av prissättningen kunna komina att visa sig erforderliga. Begreppen soliditet, skälighet, effektivitet

Om man betraktar skördeförsäkringen som helhet, är det ett väsentligt krav att premierna beräknas på ett betryggande sätt, d.v.s. för så vitt man kan bedöma tillräckligt höga för att försäkringen i det långa loppet skall bli självbärande. Med hänsyn till den stora variabiliteten i skördebetingelserna blir det nödvändigt att i systemet införa bestämmelser för avsättning till en utjämningsfond. Denna fond är avsedd för utjämning av sådana ojämnheter i det ekonomiska förloppet, som härröra av växlingar i klimatiska och biologiska tillväxtfaktorer. Under en lång övergångstid torde emellertid en sådan fond icke kunna tänkas bli tillräcklig för att täcka hela förlusten under ett katastrofalt dåligt skördeår. I den mån skördeförsäkringen blir obligatorisk, synes staten böra förskottera kapital till täckande av förlust, som icke kan täckas av försäkringens fonderade medel. Den avvägning av premierna, som bör eftersträvas, är att dessa beräknas under år med inga eller ej alltför svåra skördeskador bli tillräckliga för att

155 amortera sådana förskott (i den mån förskott utgått) och att lämna bidrag till uppbyggande av utjämningsfonden. De premier, som sammanlagt skola erläggas av jordbrukarna och/eller deras organisationer eller regleringskassor, bör sålunda utöver beräknade riskpremier innehålla även lämpliga säkerhetstillägg. Dessa principer kunna sammanfattas med att säga att skördeförsäkringen skall uppfylla kraven på soliditet. (Jfr kapitel 9.) Det är emellertid å andra sidan nödvändigt att vid premieberäkningen tillse, att jordbruket icke får betala ett oskäligt pris för försäkringsskyddet. Försäkringen innebär en utjämning av kostnader mellan olika grupper av försäkringstagare. Detta får icke leda till att vissa grupper få med betydande belopp bidraga till andra gruppers försäkringsskydd. Detta kan även uttryckas så, att varje ersättningsenhet för sig bör uppfylla kravet på soliditet. Om premierna för ersättningsenheten på ett tillfredsställande sätt avvägts mot ersättningarna, blir detta även fallet för de enskilda brukningsenheterna inom ersättningsenheten. I förarbetena till 1948 års lag om försäkringsrörelse har krav av liknande art som här nämnda sagts vara ett uttryck för skälighetsprincipen. I det följande komma vi därför i analogi härmed att tala om skördeförsäkringens skälighet. Det bör nu observeras att i all individuell försäkring bestäms premierna i vissa grupper av försäkrade medan den enskilde försäkringstagaren är ersättningsenhet. Ju större premieenheten är i förhållande till ersättningsenheten, ju mera utjämnas kostnaderna mellan de olika försäkringstagarna. Genom att göra premiegrupperna mindre eller ersättningsenheterna större blir det mera balans mellan premier och ersättningar i ersättningsenheten. Inom en premieenhet fördelas premierna med en fördelningsfaktor, som är oberoende av skördeutfallet, eller m. a. o. varje brukare betalar en premie som är produkten av premien per arealenhet i premieenheten och den av honom med ifrågavarande gröda besådda arealen. Fördelas ersättningarna på samma sätt blir, som ovan framhållits, skälighetsprincipen tillgodosedd. En brukningsenhets andel av ersättningen i en kollektiv försäkring i genomsnitt för en lång tidsrymd i förhållande till brukningsenhetens genomsnittliga skördeförlust är beroende på skillnaden i risk för bruknings- och ersättningsenhet. Vi kunna då säga, att skyddets effektivitet är i genomsnitt väsentligt olika för olika brukningsenheter, om risken starkt varierar inom ersättningsenheten. Under vissa omständigheter kan skillnader mellan olika brukningsenheter i genomsnittlig effektivitet vara motiverade. Som i det följande visas, motsvara skillnader i den genomsnittliga effektiviteten skillnader i självrisk för de olika brukningsenheterna, avvägda med hänsyn till olikheterna i risken för skördeskada. I den mån självrisken icke får variera inom för vida gränser, kan det anses riktigt med en variation av denna. Vinsten härav är att ersättningsenheterna kunna göras mera omfattande, varigenom som nyss nämnts en skälig avvägning av premierna underlättas. Vad slutligen försäkringens effektivitet för visst år och viss jordbrukare

156 beträffar, blir denna beroende på dels slumpvisa kastningar, dels lokalt betingade effekter av sådana växlingar i tillväxtfaktorerna, som beröra ersättningsenheten i sin helhet, och dels slutligen av lokala växlingar i tillväxtfaktorerna. Hänsyn härtill tages i kapitel 3. Sammanfattningsvis kan sålunda sägas att vid konstruktionen av skördeförsäkringen måste en avvägning ske mellan soliditets-, skälighets- och effektivitetssynpunkter. Ett ensidigt betraktande av en av dessa synpunkter leder till otillfredsställande resultat. Det ligger emellertid i sakens natur att en kompromiss måste ske mellan de tre principerna. Som framgår av det följande torde man enligt utredarens uppfattning inte kunna lösa problemet så att skördeförsäkringen enbart blir tillräcklig som skördeskadeskydd utan att den bör kompletteras med andra former av skördeskadeskydd. Obligatorium eller frivillig försäkring

Med obligatorisk skördeförsäkring avses skyldighet att försäkra varje arealenhet, som skall besås med gröda, för vilken försäkring meddelas. (Eventuellt kan vissa kategorier av brukare undantagas.) I en frivillig försäkring kan frivilligheten ta sig uttryck i att anslutningen över huvud taget är frivillig eller att brukaren frivilligt får försäkra viss del av sin areal eller välja försäkringssumma. Om vid frivillig försäkring särskild objektiv skördeuppskattning icke göres för försäkrad areal, och försäkringens ersättningar och riskpremier grundas på den genomsnittliga avkastningen och variationen för hela jordbruksarealen inom vissa områden, föreligger på grund av frivilligheten en särskild risk för ett urval mot försäkringen. Detta urval innebär att den frivilligt anslutna arealen kan ha andra genomsnittliga skördevärden resp. annan variation än jordbruksarealen i sin helhet. Utan kännedom om storleken av detta urval försvåras en rationell avvägning mellan kraven på soliditet, skälighet och effektivitet. Sannolikheten och konsekvenserna av ett sådant urval samt allmänna synpunkter på frivillig försäkring behandlas i kapitel 5. Ovan givna definition på frivillig försäkring täcker icke den amerikanska försäkringen. Där föreligger visserligen icke tvång till anslutning, men villkoret för att en brukare skall kunna försäkra sig är en tillräckligt stor anslutning inom området. En sådan försäkring kan kallas försäkring med minimikrav. I Japan blir försäkringen obligatorisk inom en kommun, om antingen den kommunala representantförsamlingen eller den centrala myndigheten beslutar härom. Utredaren har i en särskild utredning (bilaga 2 till skördeskadeutredningens betänkande) närmare diskuterat de svårigheter som kunna uppstå i en frivillig försäkring, anordnad enligt något i föreliggande utredning diskuterat system, för så vitt icke en stor del av jordbrukarna inom landets olika områden skulle ansluta sig.

157 Allmänna förutsättningar för den försäkringstekniska utredningen

På grund av vad som ovan framhållits, uppställas följande allmänna förutsättningar för denna försäkringstekniska utredning: 1)

2) 3)

Skördeförsäkringen göres obligatorisk för all areal och alla grödor, för vilka försäkring meddelas, dock må vissa kategorier av brukningsenheter undantagas. Prisreglering och prisöverenskommelser förutsättas vara utformade med hänsyn till en rationell gränsdragning emot skördeskadeskyddet. Vid avvägning mellan soliditet, skälighet och effektivitet för skördeförsäkringen kan förutsättas att, i den mån den allmänna skördeförsäkringen bedömes som icke tillräckligt effektiv, försäkringen utbygges med andra former av skördeskadeskydd.

Om dessa förutsättningar icke uppfyllas, kan den föreliggande utredningen icke läggas till grund för förslag i ärendet. Skulle det befinnas lämpligt att i dessa punkter träffa andra avgöranden, bör enligt utredarans uppfattning det försäkringstekniska systemet och försäkringens samband med prissättningen och kompletterande stödformer omprövas med hänsyn därtill. Något samordningsproblem med den frivilliga hagelförsäkringen med en på dessa premisser grundad försäkring behöver ej uppstå. Vissa hagelskador äro av lokal natur och ha ringa inverkan på skörden i de statistiska enheterna. Den frivilliga hagelförsäkringen utgör ett led i den komplettering av den allmänna skördeförsäkringen som förutsatts i 3). (Motsvarande torde gälla även för andra former av speciellt skydd med individuell bedömning t. ex. ersättningar från älgskadefonden.) I det följande begränsas utredningen till olika förslag för tekniken inom ramen av här givna förutsättningar. Däremot har frågan om framtida prisregleringar och prisöverenskommelser endast berörts i den mån så erfordras för anpassningen av försäkringstekniken till framtida priser. Andra former av skördeskadeskydd har i allmänhet ej heller diskuterats, ehuru de föreslagna formerna av skördeförsäkring innebära att effektiviteten i dessa former ej alltid är tillräcklig (sista avsnittet kapitel 3). Dock innehåller kapitel 11 några synpunkter på det i skördeskadeutredningens betänkande framlagda förslaget till skördeskadelån.

KAPITEL 2 Den matematiska modellen

Grundläggande begrepp

Med en statistisk variabel avses en storhet som slumpvis antager högre eller lägre värden. Vissa statistiska variabler kunna sägas vara rena slumpvariabler. Dessa variabler variera kring ett genomsnittligt värde, och variationen beror på en mångfald olika obetydliga förändringar. Som exempel på en sådan ren slumpvariabel kan nämnas upprepade vägningar av en och samma fasta kropp i ett fysikaliskt försök. Andra statistiska variabler t. ex. skörden av en viss gröda ändrar sig icke blott med slumpen utan även med de kombinationer av olika tillväxtfaktorer, som olika år äro realiserade under vegetationsperioden. En sådan variabel kan anses vara summan av två tal, det ena av dessa är en ren slumpvariabel och det andra är ett tal, som bestäms av tillväxtfaktorerna. Om det vore möjligt att upprepa skörden under exakt likadana betingelser ett mycket stort antal skördeår, skulle de slumpvisa kastningarna utjämnas. Med andra ord man anser skörden vara en summa av den matematiska förväntan av skörden under exakt de givna betingelserna och en ren slumpvariabel. Om man gör ett stort antal mätningar av en statistisk variabel, kan resultatet angivas i en tabell, där en kolumn angiver de olika mätresultaten och den andra antalet gånger varje enskilt mätresultat erhållits. En sådan tabell utgör en frekvenstabell, då den anger frekvenserna för de olika mätresultaten. En sådan tabell ger en uppskattning av variabelns frekvensfunktion, bättre uppskattning ju flera mätningar som företagits. Frekvensfunktionens värde för ett visst värde på variabeln anger sannolikheten för att variabeln antager detta värde. Den rena slumpvariabeln har en frekvensfunktion, som kallas normal. Motsvarande kurva är klockformad med en topp i den punkt, som motsvarar variabelns medelvärde. Kurvan är symmetrisk, d. v. s. det är lika sannolikt att få ett värde som ligger på visst avstånd under medelvärdet som att få ett värde som ligger på samma avstånd över medelvärdet. Det genomsnittliga skördevärdet per arealenhet mätes genom att summan av skördevärdena på alla arealenheter, d. v. s. totalskörden, divideras med summan av arealenheterna, d. v. s. arealen. För att mäta avvikelserna från medelvärdet i genomsnitt använder man ett tal som kallas standardavvikelsen eller spridningen. För en variabel med normal frekvensfunktion behöver man endast känna medelvärde och spridning för att beräkna frekvensfunktionen.

159 En variabel, som icke är rent slumpmässig, har en mera komplicerad frekvensfunktion än den normala. Den är ofta sned — d. v. s. icke-symmetrisk —• eller också är sannolikheten för stora avvikelser större än för den normala frekvensfunktionen. Dessa egenskaper mätas med två tal snedheten och excessen (som äro 0 för den normala frekvensfunktionen). En viktig klass av icke normala frekvensfunktioner har definierats av engelsmannen Karl Pearson. I ett arbete i Skand. Akt. Tidskr., 1955, 3—4 har undertecknad efter en ingående analys kommit fram till att skördekvantitetens och skördevärdets frekvensfunktioner kunna approximeras av Pearson's frekvensfunktion typ VI. Sambandet mellan skördeförsäkringens riskpremie och skördevärdets frekvensfunktion

Riskpremien är det genomsnittliga värdet av ersättningarna för en period av ett stort antal år, om vi förutsätter att risken ej förändrats under perioden. Vid en självrisk av viss % av normskördevärdet utbetalas ersättning, då skördevärdet understiger normskördevärdet med avdrag för självrisken. Medelvärdet av ersättningarna motsvarar då medelvärdet för en »bit.» av frekvensfunktionen för skördevärdet, vilket framgår av följande figur. / f ^ Störde yärdcfa

m= narmsMördevörd* , fm « d--o meet cvdrop för Sfä/vns/< Streckad yA» m den i/ta över vilken mede/vörder ov ersöttninqorna {= rt'sJtpremie) beräAnai

Likaväl som man talar om totala skördevärdet och skördevärdet per hektar, kan m a n tala om riskpremien per hektar och den totala riskpremien. För vissa beräkningar är det av värde att beräkna riskpremien per normskördekrona. (Det är klart att totala riskpremien är = arealen multiplicerad med riskpremien per ha, och riskpremien per ha är = riskpremien per normskördekrona multiplicerad med normskördevärdet per h a ) . På motsvarande sätt k a n m a n tala om medelvärdet och spridningen i totala skördevärdet eller per ha. Om m a n dividerar spridningen med medelvärdet erhålles spridningen per medelvärdeskrona (eller, vilket är detsamma, per normskördekrona). Detta förhållande brukar även kallas variationskoefficient. Om frekvensfunktionen för skördevärdet vore normal, skulle riskpremien per normskördekrona vara fullt bestämd för given variationskoefficient och självrisk. Om frekvensfunktionen för skördevärdet icke är normal, inverkar även snedheten och excessen på riskpremien per normskördekrona. Approximativt kan denna dock beräknas endast med variationskoefficienten (se Bilaga B : 1).

160 Olika slag av försäkring, som diskuterats i denna utredning

I kapitel 1 ha två existerande former av individuell försäkring diskuterats, nämligen dels den svenska hagelförsäkringen, dels den amerikanska allrisk-försäkringen. Den sistnämnda förekommer både som ren och som kombinerad försäkring. I kapitel 1 har första gången omnämnts den kollektiva rena försäkringen samt den individuella kombinerade försäkringen, vilka utförligt behandlats i kapitel 3 och 4. I kapitel 4 har i största korthet kollektiv kombinerad försäkring diskuterats. Den kollektiva rena försäkringen baseras på statistiska uppskattningar av aktuellt skördevärde, normskördevärde och spridning för den försäkrade grödan från vissa statistiska enheter (ersättnings-, normskörde-, premieenhet). Den individuella kombinerade försäkringen baserats på motsvarande värden för varje enskild gröda och sambandet mellan olika grödor från statistiska enheter samt de olika brukningsenheternas arealfördelningar. För de sistnämnda två slagen av försäkring konstrueras här en matematisk modell. (Angående terminologien se 1 :a avsnitten kapitel 1 och 2). Kollektiv, ren försäkring

I en kollektiv ren försäkring försäkras en viss gröda med ersättningsenhet omfattande en grupp av brukningsenheter. Vi definiera nu normskördevärdet som medelskördevärdet per hektar av grödan i ersättningsenheten över en viss tidsperiod. Om vi låta självrisken vara ett visst procenttal säg 100 /?i % av normskördevärdet, blir ersättningen lika med det belopp, varmed det aktuella skördevärdet understiger 100 (1 —p^) % av normskördevärdet. Om vi ytterligare införa ett självriskbelopp, som utgör 100 p0 % av nämnda skillnad, erhålles följande uttryck för ersättningen per hektar:

e=(l—pa) [(1—Pi) v—vj, där v är aktuellt skördevärde per hektar och v normskördevärde, och ersättningen per normskördekrona

e = 0—P2) [l—Pi — =]• Riskpremien per areal kan skrivas r = medelvärdet över den streckade ytan i figuren av e, och per normskördekrona T = medelvärdet över den streckade ytan av e, (Se bilaga B, sid. 264.) Individuell, kombinerad försäkring

I en individuell kombinerad försäkring försäkras det sammanlagda resultatet av i försäkringen medtagna grödor med brukningsenheten som ersättningsenhet. Vi göra beträffande denna följande antaganden:

161 1) För varje enskild gröda gäller samma normskördevärde och aktuella skördevärde för alla brukningsenheter inom en statistisk enhet, som skulle gälla för en kollektiv ren försäkring av grödan med den statistiska enheten som ersättningsenhet. 2) På grund av att kombinationer av olika tillväxtfaktorer i viss mån påverkar alla grödor föreligger ett statistiskt samband mellan skördevärdena för olika grödor. Vi antaga att detta samband är likartat inom olika delar av den statistiska enheten. Låt oss betrakta skördevärdet av en viss gröda för ett visst år. Detta kan uppfattas (se ovan) som en summa av den matematiska förväntan av skördevärdet under exakt de för året givna betingelserna och en ren slumpvariabel. Med andra ord skördevärdet med avdrag för den rena slumpvariabeln kan anses vara en matematisk funktion av kombinationen av under året realiserade tillväxtfaktorer. Detta gäller för alla grödor. Vi kalla nu en viss gröda basgrödan. Valet av basgröda bestäms genom statistisk analys. För diskussionens skull antaga vi att vi valt fodersäd som basgröda. Enligt det föregående är skillnaden mellan skördevärdet för fodersäd och den däri ingående slumpvariabeln en matematisk funktion av tillväxtfaktorerna. Om vi antaga att alla övriga grödor har en enkel relation till denna funktion, är det möjligt att uttrycka skör de värdet för varje gröda som en enkel funktion av skördevärdet för fodersäd. Genom statistisk analys är det möjligt att uppskatta de koefficienter, som ingå i denna sambandsfunktion mellan de olika grödorna och fodersäd. Med utgångspunkt från dessa koefficienter kan man beräkna spridningen för den sammanslagna skörden av alla grödorna vid en given arealfördelning. Motsvarande aktuella skördevärde och normskördevärde kunna beräknas som de med arealfördelningen vägda medeltalen av motsvarande värden för de olika grödorna i den statistiska enheten. (Det vägda medeltalet beräknas genom division av totalskörden för alla grödorna för brukningsenheten med brukningsenhetens totala areal för alla grödorna). Om man fixerar självrisken att utgöra 100 pr % av normskördevärdet och 100 p2 % av skillnaden mellan 100 (1 — p j % av normskördevärdet och det aktuella skördevärdet även för den kombinerade försäkringen, beräknas nu e och e exakt som för den kollektiva rena försäkringen, dock att här v och v avser det med arealfördelningen beräknade aktuella skördevärdet resp. normskördevärdet för de sammanslagna grödorna. 7 och r beräknas på samma sätt som i föregående avsnitt. Det föreligger även viss möjlighet att korrigera för avvikelser från den normala frekvensfunktionen, som framgår av bilaga B (sid. 267 ff). Alla dessa beräkningar utföras särskilt för varje år och brukningsenhet.

11—708143

KAPITEL 3 Diskussion av den kollektiva rena försäkringen

Förkalkyl och efterkalkyl av premier

Premier för försäkring bestämmas i allmänhet genom förkalkyl. Premiebestämning genom efterkalkyl har man alltmer övergivit. En efterkalkyl innebär att de uppkomna kostnaderna i efterhand fördelas mellan försäkringstagarna, antingen genom uttagande av preliminär förskottspremie under en viss period och en kvarstående premie efter periodens slut eller genom att den på viss period belöpande premien i sin helhet uttages i efterskott. Frågan om premiernas bestämmande genom för- eller efterkalkyl har även en principiell betydelse. I den mån efterkalkylen planeras så, att de definitiva premierna baseras på kostnaderna under ett fåtal år, komina dessa kostnader att utjämnas mellan åren inom en sådan period, medan man avstått från utjämning av kostnader mellan sådana perioder. Om utjämning mellan dessa perioder ändock anses böra ske, skulle detta endast kunna ernås genom en utjämning utom försäkringens ram. Det vore emellertid från flera synpunkter olämpligt att vid sidan av en skördeförsäkring ordna utjämningen mellan perioderna i icke försäkringsmässiga former. En utbrytning av en del av uppgifterna för försäkringen ger ingen principiell lösning av problemet. Från dessa synpunkter synes möjligheten för bestämmande av premier genom efterkalkyl vara tämligen små. Om premierna bestämmas genom förkalkyl och dessa under lång tid komma att överstiga vad som erfordras för skälig fondbildning och amortering av statliga förskott, kan frågan om återbetalning av viss del av överskotten bli aktuell. Härvid bör återbetalningen differentieras med hänsyn till överskotten i olika grupper och inom sådana grupper fördelas i förhållande till premierna, vilket skulle kunna genomföras utan betungande administrativa komplikationer. Vid förkalkyl gäller det att fördela kostnader, som förväntas komma att inträffa. Om det verkliga förloppet i varje grupp kommer att avvika från det beräknade, kan detta medföra att eventuella brister i fördelningssystemet kunna skärpas eller mildras. För att renodlat belysa detta system vilja vi till en början förutsätta att det verkliga förloppet exakt överensstämmer med antagandena i premiekalkylen.

163 Några enkla exempel från brandförsäkringen

Antag att 1 000 personer med vardera ett hus, alla värda 1 000 kronor och med exakt lika stor brandrisk, försäkra sig mot s. k. totalskada, d. v. s. om ett hus fullständigt förstörs genom brand utbetalas exakt 1 000 kronor till ägaren, vid partiell skada utgår ingen ersättning. Genom förkalkyl har riskpremien bestämts till 5 kronor årligen av varje försäkringstagare. Under en 10 års-period, under vilken verkliga förloppet överensstämmer med antaganden i förkalkylen, har varje husägare betalt 50 kronor i premier men endast 5 % av alla husägarna ha fått dela ersättningarna, de andra ha fått betala sina premier utan annan valuta än vissheten om att de, om deras hus skulle förstöras, skulle få husen ersatta. Försäkringen bygger på att de många små premiebeloppen omvandlas till de — relativt — få, stora ersättningsbeloppen åt dem, som träffats av risken.1 Betrakta nu två olika sådana modeller, vilka skilja sig endast därigenom att i den andra modellen, A,, risken och därmed riskpremien är precis dubbelt så stor som i den första modellen, A r Vi försäkra först båda modellerna var för sig och komma då inom vardera gruppen till samma resultat, dock att totalsumman av riskpremierna i Aa blir 50 000 kronor och i A2 100 000 kronor. Om man nu i stället sammanslår båda grupperna blir riskpremien 7: 50 kronor per försäkringstagare och år. 95 % av försäkringstagarna i A t och 90 % av försäkringstagarna i A2 har fått betala 75 kronor i premie utan ann a n valuta än vissheten om skyddets existens. Återstående 5 % i Ax och 10 % i A., har fått samma ersättningar, som om grupperna försäkrats var för sig. Premien blir för A1 högre och för A2 lägre än om grupperna försäkrats var för sig. Kort beskrivning av vissa förhållanden i existerande försäkringar

I enskild frivillig brandförsäkring av civilrisker gick man tidigare mycket långt i differentieringen av premierna. Före 1946 omfattade civilrisktariffen två volymer. Sedan 1946 har antalet premiegrupper minskats väsentligt och tariffen rymmes nu på ett fåtal sidor. Ett av skälen, varför man i frivillig försäkring måste driva differentieringen rätt långt, särskilt under tider med mindre känsla för försäkringsskyddets nödvändighet, är rädslan för urval av dåliga risker. Det skulle kunna tänkas att husägarna i gruppen A1 i ovanstående exempel insågo att gruppen A2 profiterade på dem och på grund härav annullerade sina försäkringar. Försäkringsgivaren skulle i ett sådant läge ha tvungits till premiehöjning. Innan denna hunnit genomföras med full verkan, skulle förlust hava uppstått för försäkringsgivaren. Å andra sidan innebär en minskning i differentiering en minskning av administrationskostnader. En avvägning måste sålunda ske mellan dessa olika synpunkter på differentieringen. Livförsäkringen har sedan gammalt genom återbäring fördelad på olika 1

Cramér, Vad är försäkring?, Sv. Försäkr.-fören. upplysn.-byrå, Stockholm 1944.

164 grupper av försäkringstagare upprätthållit principen att varje grupp ej bör bära mer än sina självkostnader för försäkringen. Differentieringen på grupper har emellertid varit relativt begränsad. Tvingande bestämmelser om återbäring ha för livförsäkring införts i 1948 års lag om försäkringsrörelse. De praktiska möjligheterna till differentierad återbäring i individuell skadeförsäkring äro mycket begränsade, återbäring torde här — med undantag av i trafikförsäkring — endast förekomma i kollektiv försäkring. Genom lagändring 1950 har föreskrivits att bolagsledningen är skyldig att tillse »att premiesättningen är skäligt avvägd med hänsyn till den risk, som försäkringen är avsedd att täcka, nödiga omkostnader för försäkringen samt omständigheterna i övrigt». Redan i 1929 års trafikförsäkringslag föreskrives att premierna i den obligatoriska trafikförsäkringen icke få sättas högre än erforderligt och att tariffen skall indelas i lämpliga riskgrupper. Försäkringsinspektionen har tillsyn över efterlevnaden av gällande lagbestämmelser. I fråga om obligatorisk försäkring föreligger icke samma risk för ett urval. Här kan man sålunda schematisera betydligt mera. Premierna för grundpensionen i folkpensioneringen äro ej differentierade efter riskgrupp (dock äro premierna differentierade efter inkomst; då grundpensionen utgår med av inkomsten oberoende belopp, är en sådan differentiering ej försäkringsmässig), medan premier i frivillig pensionering differentieras efter ålder och kön. I motsats härtill står den allmänna sjukförsäkringen, där varje sjukkasseområde skall bära sina egna kostnader. Syftet med denna differentiering torde bl. a. ha varit en önskan att bevara administrationens karaktär i de lokala sjukkassorna. I den obligatoriska trafikförsäkringen, som drives av enskilda försäkringsanstalter, äro premierna utom efter fordonsslag differentierade i ett mindre antal områden, under vissa perioder fem eller sex och numera endast tre. I diskussionen kring områdesdifferentieringen före införande av nu gällande tariff förklarade sig tillsynsmyndigheten ointresserad av en differentiering på fyra områden. En representant för en stor motororganisation framförde t. o. m. tanken på en enhetspremie för hela landet för varje fordonsslag. Med hänsyn till ovanstående kortfattade redogörelse för vissa drag i olika försäkringsformer kunna följande uttalanden göras. Individuell försäkring är liksom varje annan utjämning mellan individer aldrig rättvis i den mening man i dagligt tal inlägger i detta ord. Däremot k a n den ena eller den andra anordningen inom sådan försäkring mer eller mindre n ä r m a sig egentlig rättvisa. Man har härför infört en term, som i sig är tämligen diffus och språkligt sett olyckligt vald, nämligen termen skälighet. I fråga om differentiering på olika grupper av försäkringstagare vid bedömandet av skälighet av premienivå och återbäring bör en avvägning ske mellan skälighetssynpunkter och andra synpunkter. Vid frivillig försäkring måste hänsyn tagas till möjligheten av moturval. Vid obligatorisk

165 försäkring torde kraven på differentiering ha mindre vikt. Förenkling och rationalisering framstå h ä r som mycket väsentliga. Den kollekliva skördeförsäkringen. Diskussion

I kapitel 1 framhållna synpunkter på skaderegleringen i existerande skördeförsäkringssystem och där påpekade principiella svårigheter vid individuell skadebedömning talar för att den allmänna skördeförsäkringen starkt schematiseras. Under i samma kapitel uppställda förutsättningar, nämligen bl. a. att skördeförsäkringen kompletteras med annat skördeskadeskydd samt att skördeförsäkringen blir obligatorisk för all areal på brukningsenheter över en viss storlek, synes olägenheterna med en sådan schematisering bortfalla. För ren försäkring skulle denna schematisering få följande k a r a k t ä r : 1) En viss grupp av brukningsenheter, t. ex. brukningsenheterna i ett visst område, möjligen med uppdelning efter särskild grund, exempelvis gårdsstorlek, bildar ersättningsenhet. 2) En på objektiv stickprovsmetod grundad uppskattning av aktuell skörd i ersättningsenheten lägges till grund för summa ersättningar i ersättningsenheten. Beträffande det pris, vartill denna aktuella skörd skall värderas hänvisas till kapitel 6. 3) Statistiskt uppskattas för ersättningsenheten normskördevärde och riskpremie. I den mån sådana icke kunna direkt erhållas för ersättningsenheten, fördelas de på skäligt sätt, t. ex. med ledning av äldre statistik, på ersättningsenheterna. 4) Inom varje ersättningsenhet fördelas ersättning och riskpremie i förhållande till försäkrad areal. 5) Självriskbeloppet kan bestämmas enligt en kombination av i kapitel 1 omnämnda metoder. 6) Ersättning och riskpremie per arealenhet beräknas med ledning av 2)—5) i analogi med de formler, som angivits i kapitel 2 och bilaga B (sid. 160 och 264). Vi betrakta en kollektiv försäkring med samma premie-, normskörde- och ersättningsenhet och med ersättningen per hektar bestämd av formeln för e i avsnittet Kollektiv, ren försäkring, i kapitel 2. Enligt denna formel utgör ersättningen per hektar 100 (1—p2) % av det belopp, varmed 100 (1—p 3 ) % av normskördevärdet må överstiga det aktuella skördevärdet. Det k a n nu matematiskt visas (bil. B, sid. 265), att denna försäkring för varje brukningsenhet ger approximativt samma riskpremie och därmed i genomsnitt samma ersättningar, som om brukningsenheten vore individuellt försäkrad med en ersättning, som utgör - (1 • — p j % av det belopp, varmed 100 (1 — -? Ör1 ) % sb w av brukningsenhetens medelskördevärde må överstiga det aktuella skördevärdet för brukningsenheten, där w, s är variationskoefficient, respektive

166 spridning för ersättningsenheten och H; S, motsvarande tal för brukningsenheten. Innebörden härav är att vid samma medelskörd för bruknings- och ersättningsenheten avdraget blir större för brukningsenheten, om wb är större än w. Denna effekt måste anses skälig, ty riskpremien för en individuell försäkring med samma självrisk som den kollektiva, blir för brukningsenheter med större variationskoefficient än premieenhetens högre än den premie, som uttages i den kollektiva försäkringen. Försäkringen är i genomsnitt effektiv i den mån som brukningsenhetens självriskavdrag ej bedömes för låga eller för höga. Om däremot w, = w, d. v. s. variationskoefficienterna för bruknings- och ersättningsenhet lika, blir ersättningen för en individuell försäkring av brukningsenheten med samma självrisk som den kollektiva i genomsnitt approximativt densamma som brukaren skulle erhålla, om ersättningarna i den kollektiva försäkringen kunde fördelas mellan brukningsenheterna i förhållande till varje brukningsenhets medel skördevärde.

Numeriskt exempel på skillnad mellan individuell och kollektiv försäkring

Vi fasthålla till en början förutsättningen att verkligt förlopp överensstämmer med förkalkylens prognos. För att förenkla diskussionen förutsätta vi i det följande att skördeförsäkringen begränsas till skador på grund av onormal nederbörd. Nederbörden antages angiven på en skala från 0—4, under en 10 års-period antages varje nederbördsintensitet inträffa 2 gånger. Betrakta 3 geografiska områden Al9 A2 och B under en 10-årsperiod. Arealen för viss gröda antages vara lika stor i A1 och A2 och lika stor i B som i A t och A2 tillsammans. Beträffande nederbördens inflytande på skördevärdet i de tre områdena göra vi följande antaganden. 1 Ax

A2

Ai+A2

B

Ai+Ag+B

0 1 2 3 4

80 100 80 60 40

80 100 60 40 20

80 100 70 50 30

80 100 80 60 40

80 100 75 55 35

Medeltal för 10 årsperioden

69 Nederbörd

A2 är tydligen mycket känsligare för variationen i nederbörd samt har lägre medelavkastning än A r På grund härav kan antagas, att jordbrukarens genomsnittliga investeringskostnader i A1 äro högre än i A2. (För beräkning av medeltalen observeras antaganden om frekvensen av varje nederbördsintensitet och om ytorna av grupperna). För den kollektiva för1

I denna och följande tabeller äro alla angivna värden u t t r y c k t a som % av skördevärdet år 1.

167 säkringen göra vi följande antaganden: Självrisken = 40 % av normskördevärdet. Beträffande ersättningsenhet jämföres två alternativ: alt. 1 med tre ersättningsenheter, Ax, A2 och B, och alternativ 2 med två ersättningsenheter, Ax + A2 och B. Beträffande både normskördeenhet och premieenhet undersökas resultaten då båda dessa enheter sammanfalla med ersättningsenheten eller då båda eller endera är A1 + A2 + B. Ur dessa premisser beräknade ersättningar per arealenhet och 10 årsperiod framgår av följande tabell, där ersättningsenhet betecknats med E och normskördeenhet med N. Alt. 1 Ersättningsenhet

N = E N = Ai+Aj+B

A,

Aa

B

6,4 2,8

32,0 45,6

6,4 2,8

Alt. 2 Summa ersättning 51,2 54,0

Ersättningsenh. Ai+Ajj

B

19,2 22,8

6,4 2,8

Summa ersättning 25,6 25,6

Under förutsättning att premieenheten sammanfaller med ersättningsenheten blir under 10 års-perioden erhållna premier exakt lika med ersättningarna. För varje alternativ är då försäkringen skälig. För att jämföra alt. 1 och alt. 2 konstateras att om man i alt. 1 införde olika självrisk i A, och A2 skulle samma resultat erhållas i alt. 1 som ovan angivits med 40 % :s självrisk i alt. 2. Om nämligen p1 i alt. 1 sättes till 31,12 % i At och 50,67 % i A2, erhålles i båda alternativen 19,2 i ersättning per arealenhet under 10 års-perioden för N = E. Om N = A, + A2 + B bli motsvarande tal 28,61 % för Alf 47,67 % för A2 samt 22,8 för ersättningen per arealenhet. Med hänsyn dels till att enligt ovan de genomsnittliga investeringskostnaderna sannolikt äro högre i Av dels till vad som framhållits i näst sista stycket av avsnittet Den kollektiva skördeförsäkringen Diskussion måste en sådan differentiering av självrisken bedömas som skälig. Slutsatsen blir att om N = E är alternativ 2 möjligen att föredraga och om N = Ax + A2 + B, förefaller alternativ 2 säkert att föredraga, då skillnaden i ersättningar mellan N = E och N = A1 + A2 + B i alternativ 1 är alldeles omotiverat till fördel för A2. Om premiegruppen = A1 + A2 + B är årspremier per arealenhet i alt. 1 V«o av summa ers. och i alt. 2 1/20 av summa ers.:

N = E N = Ai+Ag+B

Alt. 1

Alt. 2

1,28 1,35

1,28 1,28

Man kan nu fördela premierna i förhållande till arealen mellan ersättningsenheterna, samt om N = E dessutom i förhållande till normskördarna.

168 Alt. 1

Alt. 2

Ersättningsenhet

Ersättningsenhet

Ax Prem. N = E Premie efter areal. Premie efter normskörd

13,4

N = Ax+A2 + B Premie efter areal

13,5

Ers.

12,8

Prem.

Ers.

Prem.

12,8 |

6,4

13,5

Ers.

12,8 [32,0

Ers.

2,8

Prem.

12,8

12,2

13,5

B

i 19,2

6,4

13,4 45,6

Prem.

12,8 |

11,1 2,8

Ai+A,,

B

A2

13,5

Ers.

1 6,4

13,4 22,8

13,5

2,8

Skillnad mellan premier och skador N = E Premie efter areal Premie efter normskörd N = Ax+A2 + B Premie efter areal

+

6,4

— 19,2 1

+

7,0

— 21,1

+ 10,7

— 32,1

— 6,4

+

6,4

— 7,0

+

7,0

— 9,3

+ 10,7

SeAi

Se Ax

Slutsatsen blir att i alt. 1 utjämningen av premierna och ännu mer utjämning av både premier och normskörd medför ett oskäligt gynnande av A2. Skillnaderna i alt. 1 äro 3 gånger så stora i A2 som i alt. 2 för Ax + A2. I alt. 2 blir Aj och A2 lika gynnade, medan Ax i alt. 1 blir missgynnat. Underskottet i alt. 2 för A1 + A2 blir av samma absoluta storlek som överskottet i alt. 1 för Ax enbart. Analysen visar sålunda, att 1) om premie- och ersättningsenheter sammanfalla, blir premier och ersättningar för varje ersättningsenhet lika stora, för N = E är alt. 2 möjligen och för N = Ax + A2 + B säkert att föredraga, 2) om premieenheten = Ax + A2 + B är alt. 2 också att föredraga. Det bör vidare observeras att, om i antaganden beträffande nederbördens inflytande värdena vid nederbörd 1 ändras till 100, 145, 122,5 100, 111,25, bli medeltalen 72, 69, 70, 72, 71 för A,, A2, A, + A2, B, A1 + A2 + B respektive och skillnaderna mellan premier och skador (premier efter areal): Alt. 1

N = E N = Ai+Ajj + B

Alt. 2

Ax

A2

Ai+Ajj

+ 6,4 + 12,3

— 32,1 — 33,7

— 9,4 — 10,9

Vid jämförelse av dessa värden med motsvarande skillnader före ändringen av antagandena, finner man att ändringen medfört att olikheterna mellan alt. 1 och alt. 2 blivit mera markerade till förmån för alt. 2. Sålunda om medelvärdet i A2 ökas till nära överensstämmelse med medelvärdet i A1? ger den större spridningen i A2 t. o. m. ökad tyngd åt slutsatserna. Dessa få sålunda större allmängiltighet än som betingas av förut gjorda antaganden.

169 Om vi nu släppa förutsättningen att verkliga förloppet under 10 års-perioden skall exakt överensstämma med antagandena i premieberäkningen, kan konsekvensen av en tillfällig avvikelse belysas med en tabell över skillnaderna under de olika alternativen mellan premier (fördelade efter areal) och ersättningar om antalet år med nederbörd 4 i stället för 2 under 10 årsperioden varit 1 eller 3. Skillnad mellan premier och skador, premieenhet A1 + A.2 + B. Alt. 1 Ersättningsenhet B

A2

A,

Antal år med nederbörd 4

N = E N = Ai+Ajj+B

+ 9,6 12,1

+ 6,4 10,7

+ 3,2 9,3

3,2 10,7

19,2 32,1

35,21 53,5/

se At

Alt. 2 Ersättningsenhet B

Aj+A,

N = E N = Ai+Ajj + B

+ 9,6 12,1

+ 3,2 — 6,4 — 16,0 + 2,1 — 9,3 — 20,7

+ 6,4 10,7

+ 3,2 9,3

Vid ett år med nederbörd 4 reduceras absoluta skillnaden mellan premier och skador för A1 genom sammanslagningen, detsamma gäller för A2 i N — A1 + A2 + B, medan sammanslagningen icke för ett år med nederbörd 4 påverkar absoluta beloppet för A2 och N — E. I detta fall är alt. 2 att föredraga. Vid tre år med nederbörd 4 reduceras den absoluta skillnaden för A2 genom sammanslagningen under det att motsatsen gäller för A r A1 blir alltså gynnat av sammanslagningen om 3 år med nederbörd 4 inträffat, dock blir A2 i alt. 1 väsentligt mera gynnat. Sannolikheten för att under angivna antaganden under en 10-årsperiod nederbörd 4 skall inträffa följande antal år är Antal år nederbörd 4 0 1 2 3 4 5

Sannolikhet 0,11 0,27 0,30 0,20 0,09 0,03

170 Sannolikheten för högst 2 år med nederbörd 4 är således 0,68 och för mer än 2 år 0,32. Man kan sålunda förvänta sig att på 2 10 års-perioder av 3 antalet år med nederbörd 4 på varje period blir mindre än 3. Ökningen av den absoluta skillnaden mellan premier och skador för Av då nederbörd 4 inträffat 3 år, genom sammanslagningen bör alltså tillmätas mindre vikt än effekten av sammanslagningen för både A1 och A., då nederbörd 4 inträffat 1—2 år. Anknytning till enkla exempel från brandförsäkringen

I början av detta kapitel har beskrivits några enkla modeller i brandförsäkring. Dessa motsvara i stort sett exemplet på den kollektiva försäkringen, då normskörde- och premieenhet sammanfalla. Om man utvidgar brandförsäkringsmodellen med ytterligare en grupp B med samma risk som A15 skulle samma förhållanden inträda, som i det numeriska exemplet för skördeförsäkring. Skulle premien bestämmas i Ax + A., + B, skulle resultatet bli ett oskäligt gynnande av A.„ om man bibehöll samma regler för ersättningarna i Av A,2 och B. Om man däremot kunde föreskriva att försäkringstagarna i A2 vid totalskada genom brand skulle få nedsatt ersättning, skulle härigenom vinnas ett skäligare resultat. Försäkringstagarna i Aa skulle få betala rätten till lägre premie genom viss reduktion av skadeersättningen. Denna modell täcker det numeriska exemplet för kollektiv försäkring. Individuell och kollektiv försäkring

Även om det vore önskvärt att differentiera normskörde- och premieenheter tillräckligt för att denna differentiering skulle kunna tillämpas på ersättningsenheterna, torde detta ej kunna i praktiken genomföras förrän efter en lång övergångstid. Premier och normskördevärden beräknas i denna utredning som genomsnitt på basis av ett statistiskt material omfattande trettio år. Även under så lång tid uppträda emellertid icke försumbara fel i genomsnitten dels på grund av tillfälliga kastningar, dels på grund av att de beräknats på basis av subjektiva skördeuppskattningar. Sålunda måste normskördevärden och premier utjämnas över relativt stora områden. Det är däremot med hänsyn till effektiviteten nödvändigt att uppdela dessa områden i flera ersättningsenheter, denna indelning kan fortlöpande anpassas efter successivt vunna erfarenheter baserade på en utbyggnad av de objektiva skördeuppskattningarna. Detta kan icke ske i fråga om premie- och normskördeenheter, då för dessa en ny indelning kräver ett statistiskt material för lång tidsperiod efter den nya grupperingen. Effektivitetens krav medför sålunda en uppdelning av premieenheterna på ersättningsenheter. Å andra sidan kräver skäligheten att premieenheternas uppdelning på ersättningsenheter icke drives för långt vilket belyses av ovan angivna exempel. Det blir sålunda nödvändigt att vid bedömandet av indelningen göra en avvägning mellan skälighet och effektivitet.

171 Om A1 och A2 skulle representera två olika brukningsenheter i stället för grupper av sådana, gäller i ännu högre grad att alt. 2 blir skäligare än alt. 1. Utöver skillnader i topografi, jordmån, arrondering skulle då tillkomma även skillnader i jordbrukarens sortval, brukningsmetoder och skicklighet att tillvarataga skadad skörd m. m., med andra ord skillnaderna mellan A1 och A., skulle bli större än om de representerade grupper av flera brukningsenheter. Härigenom skulle individuell försäkring framstå ännu oskäligare i jämförelse med den kollektiva än vad som betingas av skillnader i jordmån och klimat. De allmänna synpunkter, som i kapitel 1 framlagts på begränsningen i ersättningarna särskilt vid individuellt skydd, belysas sålunda av ovan meddelade sifferexempel.

Mellanformer mellan individuellt och kollektivt betraktelsesätt otillfredsställande

Fördelning av premier på normskördeenheter, om dessa äro mindre än premieenheterna, kan ske i relation till normskördarna. På samma sätt k a n premierna vid en förändring av normskördevärdena — t. ex. genom anpassning av normskördepriset — omräknas till nya normskördevärden. Vid fördelning av premier och normskördevärden på ersättningsenheter och inom dessa, måste fördelningstalen vara oberoende av skörderesultaten. Om den kollektiva försäkringen skall vara skälig, måste man kräva att ersättningarna inom ersättningsenheterna fördelas med samma fördelningstal som premier och normskördevärden. De enda objektiva fördelningstal, d. v. s. av aktuellt skördeutfall oberoende tal, som kunna erhållas, är arealuppgifter från varje jordbrukare eller uppskattningar av normskörden vid varje jordbruk. Om dessa skattningar av normskörden skulle lämnas av jordbrukarna själva, kominer man in på i frivillig försäkring använda metoder, d. v. s. vid varje anmäld skada måste genom besiktning fastställas huruvida det av jordbrukaren uppskattade normskördevärdet kan läggas till grund för skadans beräkning. Premieinkomstens storlek blir helt beroende på säkerheten i de gjorda uppskattningarna. Överhuvudtaget kan man emellertid ej anse det möjligt ens för en opartisk expert att uppskatta någon slags normskörd för en så liten enhet som en brukningsenhet. Dessutom skulle härigenom alla vinster med det kollektiva systemet i fråga om bedömandet av skador genom oförsäkrade orsaker och med hänsyn till rationalisering och förenklingar, vilka i det föregående berörts, bliva illusoriska. Det har också framkastats, att premierna i den kollektiva försäkringen skulle fördelas inom ersättningsenheter i förhållande till besådd areal, under det att fördelningarna av ersättningarna inom ersättningsenheterna skulle överlåtas till lokala organisationers bedömning. Även om dessa organisationer skulle välja fördelning efter objektiva fördelningstal, måste en fördelning av premier och skador efter olika objektiva fördelningstal strida mot skäligheten. Dessutom komma de lokala instanserna svårligen att utan sido-

172 blickar kunna verkställa en fördelning helt efter objektiva normer. Blir skillnaden mellan de lokalt valda fördelningstalen och arealuppgifterna obetydlig, saknas skäl att överlåta fördelningen på lokala instanser. Härtill kommer att det jättelika administrativa problemet, som fördelningen innebär, bör kunna lösas billigare centralt med användning av mekaniska hjälpmedel.

Komplettering med annat skördeskadeskydd

I diskussionen av den kollektiva försäkringen har visserligen tagits hänsyn till olika lokala verkningar av en allmän förändring i tillväxtfaktorerna för större områden. Diskussionen har lett till att om ersättningsenheterna bli tillräckligt differentierade, är den kollektiva försäkringen skälig och genomsnittligt effektiv om hänsyn endast tages till sådana allmänna förändringar. Däremot blir icke effekten av lokala förändringar i tillväxtfaktorerna i vissa delar av ersättningsenheten utjämnade genom den kollektiva försäkringen. Denna har sålunda en i vissa avseenden begränsad effektivitet. Förutsättning för diskussionen är, som framhållits i slutet av kapitel 1, att skördeskadeskydd i annan form skall komplettera en schematiserad försäkring, i den mån denna bedömes som icke tillräckligt effektiv. Detta innebär icke att man skulle förorda att skördeskadeskyddet i sin helhet anordnades i andra former än försäkring. Genom att en stor del av skyddet utformas försäkringsmässigt, finnas möjligheter att med utnyttjande av för— säkringstekniken tillgodose både skälighet och enkelhet i administrationen i den utsträckning, som under förhandenvarande omständigheter är möjligt. Sådana möjligheter föreligga icke om skördeskadeskyddet i sin helhet anordnas i ej försäkringsmässiga former. En hel del skulle vinnas om den schematiserade försäkringen kompletterades med andra anordningar. Däremot skulle ett försök att uppmjuka försäkringssystemet med supplementära fördelningsregler för ersättningarna vara mindre välbetänkt ur försäkringsmässig synpunkt. Försäkring innebär ett efter vissa fasta regler differentierat skydd, för vilket riskpremier och riskkostnader skola balansera.

KAPITEL 4 D e n k o m b i n e r a d e försäkringen

Kollektiv kombinerad försäkring

Om man först betraktar ett antal brukningsenheter, där alla brukningsenheterna ha samma arealfördelning mellan olika grödor, så skulle en kollektiv kombinerad försäkring kunna anordnas efter samma linjer som i kapitel 3 angivits för den rena försäkringen. Härvid skulle den kombinerade försäkringen avse det sammanlagda skördevärdet av flera grödor i stället för som i den rena försäkringen skördevärdet av viss gröda. Hela diskussionen i kapitel 3 skulle då direkt kunna tillämpas på den kombinerade försäkringen. Den gjorda förutsättningen om samma arealfördelning mellan olika grödor är emellertid verklighetsfrämmande. Stora skillnader mellan arealfördelningarna på olika brukningsenheter uppträda ofta. En tillämpning av den kollektiva försäkringens metodik på den kombinerade försäkringen skulle leda till otillfredsställande resultat i fördelningen av ersättningar mellan olika brukningsenheter. Om ersättningarna i den kollektiva försäkringen skulle fördelas på annat sätt än riskpremierna, skulle de grundläggande principer, som kommit till uttryck i kapitel 3, helt äventyras. På dessa grunder k a n en kollektiv kombinerad försäkring ej tillstyrkas. Individuell försäkring av den typ som förekommer i amerikansk försäkring

Kännetecknande för den individuella försäkringen är att den enskilda brukningsenheten utgör ersättningsenhet. Detta behöver icke innebära att ersättningen baseras på en uppskattning av aktuellt skördevärde för en brukningsenhet med hänsyn endast till realiserat skördevärde för brukningsenheten. Även bortsett från principiella och praktiska svårigheter i en sådan uppskattning, som redovisats i kapitel 1, är det icke möjligt att uppskatta häremot svarande normskördevärde och riskpremie baserade enbart på förloppet i brukningsenheten. De aktuella skördevärdena i den frivilliga amerikanska försäkringen baseras enbart på brukningsenhetens resultat och normskördevärdet på resultat från statistiska enheter omfattande större areal. I princip kan riskpremien då icke bestämmas med i kapitel 2 angivna metoder (oberoende av om försäkringen är ren eller kombinerad). Detta inses lätt därav att de aktuella skördevärdena i denna försäkring representera stickprovsvärden av en annan statistisk variabel än den

174 för vilken riskpremie och normskördevärde beräknats. Detta har sannolikt inte observerats i den amerikanska tekniken, se Calculating County check yields and County check premiums for corn [(1), bil. A]. Problemet berörs i (17) bil. A. De principiella och praktiska svårigheterna för uppskattning av det aktuella skördevärdet för brukningsenheten har flera gånger berörts i det föregående. Individuell försäkring av detta slag kan sålunda icke tillstyrkas. Här nämnda brister i den rena försäkringen bli ännu mera påtagliga om dessa principer skulle tillämpas på kombinerad försäkring. Antag nämligen att vid skördebedömningen av flera grödor samtidigt skördebedömaren har benägenhet att överskatta graden av samband mellan olika grödor. Innebörden av detta antagande är, att även om totalskörden för brukningsenheten i verkligheten skulle ha samma frekvensfunktion som totalskörden i premieenheten, komma de uppskattade totalskördarna att ha större variationskoefficient än den, på vilken premieberäkningen baserats. Individuell försäkring baserad på i kapitel 2 diskuterad modell

Skördevärde per hektar för flera grödor sammanslagna beräknas som s u m m a n av totalskördarna för de olika grödorna dividerad med summan av arealerna. Ett på detta sätt beräknat medelvärde brukar kallas med arealfördelningen vägt medelvärde av skördevärdena per hektar för de olika grödorna. De i kapitel 2 och 3 framförda synpunkterna på den rena kollektiva försäkringen basera sig på ett antagande att för varje enskild gröda är det realiserade skördevärdet i varje brukningsenhet att anse som stickprovsvärden av samma statistiska variabel. Gäller detta antagande, så är varje brukningsenhets skördevärde per hektar för alla grödor sammanslagna det med brukningsenhetens arealfördelning vägda medelvärdet av statistiska variabler, vilkas aktuella värden, normskördevärden och spridningar kunna statistiskt bestämmas i den statistiska enheten. Under dessa förutsättningar kan man med kännedom om normskördevärden och aktuella skördevärden för en statistisk enhet direkt genom beräkning av det vägda medelvärdet bestämma dessa skördevärden per hektar för alla grödor sammanslagna för en brukningsenhet med känd arealfördelning. Ur de så erhållna uppskattningarna kan för varje brukningsenhet ersättningen bestämmas för den individuella kombinerade försäkringen. För att beräkna riskpremien för en sådan försäkring erfordras kännedom om variationskoefficienten för brukningsenhetens skördevärde per hektar för alla grödor sammanslagna. Denna skulle kunna beräknas ur de givna förutsättningarna om man kände även sambandet mellan skördevärdena för olika grödor. Detta samband kan studeras i de statistiska enheterna, om man ytterligare förutsätter att sambandsfunktionen är densamma för olika brukningsenheter inom varje statistisk enhet. Ett sifferexempel belysande den individuella kombinerade försäkringen framgår av bilaga C, som sammanställts av K. Ångström (sid. 269 ff).

175 Sammanfattning ay motiven för den föreslagna formen av individuell kombinerad försäkring

På grund av olikheter i arealfördelning mellan olika brukningsenheter torde det icke vara möjligt att utforma ett kollektivt kombinerat system, som är både skäligt och tillräckligt effektivt i genomsnitt. En individuell försäkring, där ersättningen baseras på ett aktuellt skördevärde, bestämt genom uppskattning från det realiserade skördevärdet på brukningsenheten, lider av vissa brister. Dessa brister gäller dels de principiella och praktiska svårigheterna i den direkta uppskattningen av brukningsenhetens aktuella skörd, dels svårigheten att bestämma emot dessa uppskattningar svarande normskördevärde och riskpremie. Brukningsenhetens skördevärde per hektar för alla grödor sammanslagna är beroende dels av skördevärdena för respektive grödor, dels av arealfördelningen. Diskussionen av den rena kollektiva försäkringen visar att uppskattningen av skördevärdena per hektar för varje gröda och på varje brukningsenhet medför betydande svårigheter, under det att användning av uppskattningar av skördevärden för grödorna från de statistiska enheterna möjliggör en försäkring som är skälig och i genomsnitt effektiv ifall de statistiska enheterna ej äro alltför heterogena. Däremot stöter det icke på fullt så stora svårigheter att införskaffa uppgifter om arealerna för skilda grödor från brukningsenheterna. Sådana uppgifter bli erforderliga även för den rena försäkringen. Användning av den statistiska enhetens arealfördelning i den kombinerade försäkringen skulle leda till oskälighet och bristande effektivitet. Den föreslagna formen av individuell kombinerad försäkring förutsätter beräkningar för brukningsenheten baserade på brukningsenhetens arealfördelning och den statistiska enhetens skördevärden. För approximativ beräkning av riskpremien förutsattes även användning av den statistiska enhetens spridningar i och sambandsfunktion mellan skördevärden av olika grödor. Härigenom vinnes en sådan differentiering av normskördevärde, aktuellt skördevärde och riskpremie på brukningsenheter, att dessa tal bli sinsemellan jämförbara. Den föreslagna individuella kombinerade försäkringen kan förväntas bli minst lika skälig och effektiv som den kollektiva rena försäkringen, vilken ingående diskuterats i kapitel 3.

KAPITEL 5 O b l i g a t o r i s k och frivillig försäkring

Allmänna synpunkter

Den allmänna sjukförsäkringen är obligatorisk för manliga medborgare över 16 år med årsinkomst av förvärvsarbete överstigande 1 200 kronor samt i vissa fall även för kvinnor, som äro eller varit gifta med sjukpenningförsäkrade män. Försäkringsskyddet bestäms för obligatoriskt sjukförsäkrade av inkomstens art och storlek upp till en viss gräns. En rigorös kontroll av de uppgifter, som ligga till grund för bestämmande av försäkringsskyddet, har genomförts. Något utrymme för frivillighet för arbetstagare finns icke inom sjukförsäkringen. För icke anställda har däremot öppnats en möjlighet att frivilligt utöka sitt försäkringsskydd med begränsning till de förmåner, som skulle ha gällt, därest vederbörandes inkomst av förvärvsarbete varit inkomst av tjänst. Folkpensioneringens grundpension, som m a n nu planerar att utöka, är obligatorisk för alla medborgare. I debatten om tilläggspensioner ha stora medborgargrupper framfört tanken om en tilläggspensionering för alla arbetstagare. Inom dessa grupper har visserligen i fråga om förvaltning av pensionsmedlen, om sättet för fastställande av förmåner och premier samt om avvägningen mellan pensionskostnader och nettolön m. m. framförts olika åsikter, men de flesta av dessa grupper torde åsyfta en mer eller mindre obligatorisk anslutning till pensioneringen som sådan. Sedan flera decennier tillbaka existerar en för arbetsgivare obligatorisk försäkring för anställda, som utgör ett skydd mot olycksfall i arbete och numera även andra yrkesskador. Någon valfrihet i fråga om storleken av detta skydd föreligger icke. Detta gäller även den 1929 införda obligatoriska trafikförsäkringen avseende motorfordon i enskild ägo. Motiveringen till att dessa försäkringsformer gjorts obligatoriska för vissa kategorier av medborgare växlar givetvis med arten av försäkringen. I fråga om skördeförsäkringen bör framhållas att det för samhället är angeläget att uppkomna skördeskador täckas. Skördeskadeskydd är sålunda ett samhällsintresse, vilket framgår därav att samhället vid flera tillfällen utbetalat stora belopp till stöd för jordbruket efter det att skördeskador inträffat. Om ett försäkringssystem av föreslagen typ godtages, torde det vara att förutse att man i stor utsträckning måste räkna med samhällets stöd. Det kan exempelvis vara naturligt med statligt bidrag för administra-

177 tionskostnaderna, och då skördeskador av katastrofnatur inträffa, blir det dessutom nödvändigt att staten förskotterar nödiga medel för att tillgodose det omedelbara behovet. På grund av den stora variabiliteten i skördebetingelserna och med hänsyn till nödvändigheten av en avvägning av soliditetssynpunkter emot skälighets- och effektivitetssynpunkter (jfr kapitel 1) kan tekniken aldrig på fullt betryggande sätt säkra återbetalning av erhållna förskott. Sålunda beror det på utvecklingen efter det att statliga förskott utbetalats till försäkringen, huruvida amortering av dessa kan komma att ske inom rimlig tid. Härigenom kommer samhället även i fortsättningen att bära en del av de risker, som den föreslagna schematiska skördeförsäkringen avser att täcka. Härtill kommer att den föreslagna försäkringens effektivitet för den enskilde kan visa sig otillräcklig. Enligt förutsättning 3) i sista avsnittet av kapitel 1 kan under sådana förhållanden skördeförsäkringen komma att utbyggas med andra former av skördeskadeskydd eventuellt med statligt stöd. Det har vidare i det föregående betonats att den föreslagna försäkringen baseras på en schematisering av den natur, att man inte k a n förvänta sig tillfredsställande resultat, med mindre vissa förutsättningar äro uppfyllda, bl. a. att den areal besådd med gröda, för vilken försäkring erbjudes, vid brukningsenheter av viss minimistorlek så gott som fullständigt försäkras. Skulle genom undantagsbestämmelser etc. schematiseringen ej kunna realiseras, skulle detta leda till en belastning av administrationen, som svårligen kunde bemästras ens med större ekonomiska resurser. Det bör slutligen framhållas, att anordningar för att täcka här ifrågavarande risk av annat slag än de åtgärder, som tillkommit eller k u n n a tillkomma på samhällets initiativ, i huvudsak saknas och icke kunna förväntas bli realiserade. Om den statliga skördeförsäkringen icke bleve obligatorisk, skulle de arealer, som härigenom undandroges försäkringen, förbli oförsäkrade utom ev. för sådana begränsade risker, som hagelförsäkringen avser. Om det skulle visa sig möjligt att även för den frivilliga försäkringen finna en lösning av de problem, som avse beräkningen av premier och ersättningar, torde det i fråga om det tekniska systemet i övrigt föreligga vissa svårigheter av principiell natur. Till det tekniska systemet måste också räknas regler för täckande av kostnader för försäkringens administration, av katastrofförluster samt för eventuell återbäring av uppkommande överskott. Som ovan framhållits, är det naturligt, att statligt bidrag utgår till försäkringens administrationskostnader. Även om det skulle anses, att den obligatoriska försäkringens totala kostnader för administrationen (inberäknat för skördeförsäkringen erforderlig utbyggnad av skördemätningarna utöver den ram, som för andra ändamål anses erforderlig) helt böra täckas av statsmedel, är det icke utan vidare givet att även för en frivillig försäkring de totala kostnaderna av här avsett slag skola helt bestridas av det all12— 708143

178 manna. En analys av dessa kostnader — som redovisas i annat sammanhang — visar dels att frivilligheten kan komma att medföra att i ett obligatorium ej erforderliga kostnadsslag tillkomma, dels att en del av de totala omkostnaderna äro oberoende av antalet anslutna brukare. Båda dessa omständigheter bidraga till att dessa kostnader i förhållande till premieinkomsten bli högre vid partiell anslutning. I den mån kompletterande skyddsformer av annat slag än försäkring bedöms erforderliga efter införande av en frivillig försäkring uppstå, särskilt vid katastrofskador, svårigheter vid avgörandet av i vilken utsträckning sådant skydd skall differentieras på försäkrad och oförsäkrad areal. För att belysa dessa svårigheter erinras om 4-procentsregeln i den tidigare jordbrukskalkylen, som innebär att jordbrukarna under goda år fingo göra vissa uppoffringar (genom prisreduktioner eller på annat sätt) för att under dåliga år erhålla vissa kompensationer (genom prishöjningar eller på annat sätt). I sin nu gällande provisoriska form innebär regeln endast kompensationer utan motsvarande uppoffringar. Om det efter införande av frivillig försäkring på grund av katastrofalt låg skörd bedömes nödvändigt att vidtaga omfattande stödåtgärder med samma förmåner till försäkrad och oförsäkrad areal, skulle förmånerna icke motsvaras av några uppoffringar för de brukare, som ej anslutit sig till försäkringen. Skulle de statliga stödåtgärderna till den försäkrade arealen leda till förmåner av sådan storlek, att man kunde befara överkompensation, måste för undvikande härav särskilda regler utarbetas för reduktion av ersättningarna. Detta skulle medföra arbetsbetungande och principiella komplikationer av liknande art som de, vilka aktualiserats vid samordningen av olika socialförsäkringsgrenar. En sådan reduktion av ersättningarna innebär i själva verket, att de försäkrade skulle erhålla mindre förmåner av de statliga stödåtgärderna än de oförsäkrade, vilket måste framstå som direkt stötande. I varje fall skulle den enskildes intresse för att försäkra sin skörd praktiskt taget försvinna, efter det att vid något tillfälle lika eller större förmåner beviljats de oförsäkrade genom stödåtgärder utom försäkringens ram. En frivillig försäkring inskränker också möjligheten av en effektiv gränsdragning mellan åtgärder, som vidtagas med hänsyn till ändringar i allmänna ekonomiska förhållanden och åtgärder, vidtagna i syfte att utjämna inkomstbortfall på grund av skördeskada förorsakad av växlingar i skördebetingelserna.

Olika slag av frivillighet i skördeförsäkringen

Om anslutningen till skördeförsäkringen göres helt frivillig eller om brukaren äger avgöra storleken av den areal, på vilken hans premier och ersättningar skola beräknas, eller storleken av den försäkringssumma, på vilken hans ersättningar skola baseras, rubbas förutsättningarna för den i kapitel 3 och 4 föreslagna tekniken, i den mån frekvensfunktionen för ersätt-

179 ningarna härigenom blir en annan än den på basis av vilken premien beräknas. I en särskild utredning diskuteras dessa alternativ mera utförligt (bil. 2, sid. 467 ff).

Möjligheterna av ett urval i skördeförsäkring med valrätt

I det följande behandlas endast försäkring med valrätt (areal eller försäkringssumma). Ett urval av den art, som diskuteras i följande avsnitt, torde komma att göra sig gällande även i försäkring med helt frivillig anslutning. De brukare, som fästa mindre avseende vid försäkringsskyddet än vid önskvärdheten att inbespara därmed förenade kostnader, komina nämligen, då anslutningen är helt frivillig, att underlåta taga försäkring. Efter vad nedan påpekas, kan detta medföra ett urval i den ena eller andra riktningen. De ekonomiska effekterna härav kunna t. o. m. bli större än vid försäkring med valrätt. (Jfr nedan vid avsnittet Numeriskt exempel.) Fråga uppstår nu, på vilka grunder en brukare skulle välja högre eller lägre försäkringsskydd, om valrätt i någon av ovannämnda former förelåge i ett försäkringssystem i övrigt anordnat som föreslagits i föregående kapitel. Ett sådant val kan direkt påverkas av brukarens uppfattning om det genomsnittliga hektarskördevärdet för den egna brukningsenheten. Om han anser sig veta, att detta väsentligt över- eller understiger det genomsnittliga i ersättningsenheten, kan en sådan uppfattning påverka hans val. Eljest, om brukaren endast skulle tänka på att reducera sin premie för försäkringen, väljer han ett lågt försäkringsskydd, och om han endast tänker på ersättningarna, väljer han ett högt försäkringsskydd. Hans beslut blir i bästa fall en avvägning av dessa synpunkter emot varandra. Det torde icke vara otänkbart att brukare med mindre stadgad ekonomi, kanske huvudsakligen brukare av mindre gårdar, omedvetet överbetona den första synpunkten, medan brukare med stadgad ekonomi, kanske huvudsakligen brukare av större gårdar, överbetona den senare. Den förra gruppen har i regel investerat mindre i jordbruket, vilket kan innebära att gårdarna äro mindre välbelägna ur jordbrukssynpunkt (jordmån och/eller klimat), vidare är det att förvänta att denna grupp av brukare icke kan hålla så hög kultur, använda fullgott utsäde och genomföra erforderlig rationalisering. Detta påverkar både den genomsnittliga avkastningen och spridningen i skördevärdet i olika riktning för grupperna. Det torde sålunda vara sannolikt att det existerar ett mer eller mindre starkt samband mellan det valda försäkringsskyddet vid en brukningsenhet och skördevärdet och dess frekvensfunktion. Om så är fallet, är det lätt att visa, att en försäkring, anordnad enligt något av de i kapitel 3 och 4 föreslagna systemen, inte leder till balans mellan summa premier och summa ersättningar i premieenheten, om denna omfattar en vidare grupp än ersättningsenheten.

180 Numeriskt exempel

För att belysa detta påstående användes det numeriska exempel, som be^ skrivits i kapitel 3, för alt. 1, N = E och premieenheten = At + A2 + B, d. v. s. att ersättningsenheterna äro t r e : Alf A2 och B med samma områden som normskördeenheter. Om Ax och A2 utgör vardera 100 och B 200 hektar, blir summa premier och ersättningar under en 10 års-period, då verkliga kostnader överensstämma med prognosen = 51 200 kronor. Om nu med användande av samma premie och normskördevärde Ax och B tillätes anmäla hälften av sin areal, blir summa premier (efter areal) 32 000 kronor och summa ersättningar, då verkliga kostnader överensstämma med prognosen, 41 600 kronor. Försäkringen går sålunda i senare fallet med 30 % förlust vid samma skördeförhållanden, för vilka den obligatoriska försäkringen skulle ha gått j ä m n t ihop. (Skulle däremot vid helt frivillig anslutning Ax och B avstå från försäkringen, blir summa premier 12 800 kronor och summa ersättningar 32 000 kronor, vilket innebär att förlustprocenten blir ca 150 %.) Spekulation mot försäkringen

Betrakta först en viss brukningsenhet i en ren kollektiv försäkring utan valrätt i fråga om areal och försäkringssumma. Brukningsenhetens avkastning per arealenhet i genomsnitt är 10 % högre än avkastningen per arealenhet för ersättningsenheten, medan variationskoefficienten är densamma som ersättningsenhetens. Enligt vad som följer av sista stycket av avsnittet Den kollektiva skördeförsäkringen. Diskussion (sid. 166), är riskpremien och därmed ersättningen i genomsnitt för en individuell försäkring med samma självrisk som den kollektiva approximativt 10 % högre än riskpremien, respektive den genomsnittliga ersättningen i den kollektiva försäkringen. Betrakta nu samma brukningsdel i en ren kollektiv försäkring med obegränsad valrätt. Antag vidare att brukaren, som inte vet att hans avkastning är 10 % högre i genomsnitt än ersättningsenhetens, dels med hänsyn härtill, dels i syfte att spekulera mot försäkringen, väljer 50 % högre skydd än det, som beräknas på skördevärdena i ersättningsenheten. Antag nu att självrisken är 20 %, normskördevärdet i ersättningsenheten 500 kr/ha och det aktuella skördevärdet i ersättningsenheten visst år är 350 kr/ha. Ersättningen i ersättningsenheten blir då (1 — 0,2) • 500 — 350 = 50 kr/ha och brukaren i fråga erhåller 1,5 X 50 = 75 kr/ha eller 25 kronor mer per ha. Om värdet av brukarens skörd detta år varit 1,1 X ersättningsenhetens aktuella skördevärde (enligt antagandet gäller detta i genomsnitt) skulle hans ersättning i en individuell försäkring med samma självrisk ha blivit 55 kr/ha. Brukaren tillföres sålunda det betraktade året en vinst av 20 kr/ha. Om ersättningen i ersättningsenheten i genomsnitt per skadeår utgör 50 kr/ha, kommer den premie brukaren betalar dels att täcka en för-

181 säkring, som i genomsnitt är lika effektiv som en individuell försäkring med samma självrisk, dels att motsvara det årliga »lottpriset» i ett »lotteri», som tillför honom en vinst varje skadeår, som i genomsnitt per skadeår utgör 20 kr/ha. Om riskpremien är 1,3 % av normskördevärdet, utgör »lottpriset» 2,60 kr/ha. Slutsatser beträffande försäkring med Talrätt

För att undvika spekulation mot försäkringen måste valrätten begränsas. Detta kunde tänkas ske genom en individuell prövning av det valda försäkringsskyddet varje skadeår med reduktion av ersättningarna i den mån försäkringsskyddet valts oskäligt högt. Slutsatsen blir att den kollektiva försäkringen måste ersättas med individuell försäkring. Skulle försäkring med valrätt anordnas som kollektiv försäkring, är det icke möjligt att kontrollera valrätten för att undgå risken för spekulation, annat än genom att införa en övre gräns för det försäkringsskydd, som får väljas. På grund av att det utan individuell prövning icke kan avgöras i vilken utsträckning spekulation kan tänkas förekomma, måste den övre gränsen väljas mycket restriktivt, exempelvis att försäkringssumman icke får överstiga ersättningsenhetens normskördevärde (eller arealen icke den verkliga). För att motverka effekten av ett urval av den art, som närmare belysts av avsnittet Numeriskt exempel, innebärande att områden med låg spridning och hög avkastning kunde få mindre vikt i försäkring med valrätt, skulle man — om ersättningsenheterna skola kunna göras mindre än premieenheterna — ha anledning att införa en undre gräns för det försäkringsskydd, som får väljas. Med hänsyn till vad som framhållits i Möjligheterna av ett urval i skördeförsäkring med valrätt och till att material saknas för bedömning av i vilken grad ett sådant urval k a n förväntas uppkomma, vore det välbetänkt att också väsentligt inskränka rätten att välja mindre areal än den verkliga, lägre försäkringssumma än ersättningsenhetens normskördevärde. Skillnaden mellan å ena sidan obligatorisk försäkring baserad på verklig areal och kollektivt uppskattat normskördevärde samt å andra sidan en försäkring med starkt inskränkt valrätt, uppåt och nedåt, torde framstå som oväsentlig.

KAPITEL 6 V ä r d e r i n g a v n o r m s k ö r d och a k t u e l l s k ö r d

Allmänna synpunkter

Priset är en bytesfunktion och har som sådan två uppgifter, en varufördelande, en intäktsfördelande. De krafter, som samspela i prisbildningen, tillgång och efterfrågan, äro beroende av marknadsorganisationen. Detta gör sig gällande både i rummet och i tiden. Av betydelse för marknaden är sålunda deltagande områden och kvantiteternas storlek samt varaktigheten i spänningen mellan tillgång och efterfrågan och spridningshastigheten för kännedom om priserna. Man talar om lokala, nationella och internationella marknader, om korttids-, säsong-, cykliska och trendmässiga växlingar i marknadsläget. För de svenska växtprodukterna föreligger ett flertal marknadstyper. En del produkter, t. ex. foderrotfrukter, bete, grönfoder äro sällan föremål för byte, andra mycket tillfälligt, t. ex. hö, medan fodersäd, fröer, potatis, brödsäd, socker, oljeväxter i ungefär nämnd ordning äro typiska marknadsvaror. För hö, fodersäd och potatis äro marknaderna i viss utsträckning, åtminstone tidvis, lokala, för brödsäd, socker och oljeväxter äro marknaderna nationella och internationella. Marknadstypen för en vara kan skifta från tid till annan. Såsom exempel på hur prisbildningen påverkas av marknadsorganisationen kan nämnas sättet för prisinformationen. Prisnoteringen för en lokal marknad inverkar i viss utsträckning på en annan lokal marknad. En central sammanställning av priserna för två marknader gör denna inverkan starkare och medverkar till en enhetlig prisbildning. Organiserandet kan gå längre t. ex. genom att överenskommelse träffas mellan marknadsparter, eller att överordnad myndighet i samråd med marknadsparterna fixerar priser. Prisbildningen påverkas också genom organisation av lagringen av överskott. Marknadens utbredning och läge påverkas av faktorer sammanhängande med distributionen, såsom kommunikationer, transportkostnader, gällande bestämmelser för handeln m. m. Priset är sålunda samvarierande med en mångfald varierande storheter av olika slag. För jordbruksvaror har visats att efterfrågans priselasticitet är mycket låg, d. v. s. att efterfrågan är mycket litet känslig för prisändringar. För jordbrukspriserna spelar alltså marknadsorganisationen en stor roll.

183 Om marknadsprisbildning saknas, vilket är fallet för vissa fodermedel, måste skörden på annat sätt värderas, antingen genom produktionskostnaden, förädlings- eller ersättningsvärdet. De båda förstnämnda metoderna måste grundas på en fullständig självkostnadsbokföring. Då material för sådan bokföring saknas för flertalet jordbruk och uppgifter endast kan erhållas för ett mycket selektivt material, är ersättningsvärdesmetoden för närvarande den enda tänkbara. Metoden innebär att ett fodermedels näringsvärde bestämmes och evalveras i en kvantitet varor med kända priser med samma näringsvärde. Bland olika metoder för bestämmande av näringsvärde torde den mest kända vara den Nannesonska s. k. F-O-H-metoden. Näringsvärdet uttryckes här som råprotein och torrsubstans i alternativprodukterna foder säd, oljekakor och halm. Ersättningsbestämningen vilar på kännedom om fodermedlens näringsämnesinnehåll. Variationen härav är någorlunda känd och kan bestämmas genom analyser. Förutsättningar finnas sålunda för utveckling av metodiken. I fråga om en vara, där marknadsförandet är ringa i förhållande till total förbrukning, kan man ifrågasätta om marknadspriset kan användas vid värderingen. Vid skördeskada uppstår en kraftig ökning av efterfrågan i förhållande till normal omsättning. Priset stiger då kraftigt. Om detta realiserade pris användes för värdering av den aktuella skörden, kommer ersättningen att undervärderas. Användes däremot normpriset, leder detta till en övervärdering. Ersättningsvärdesberäkning kan i detta fall vara värdefull som alternativ eller komplement. Vid prisbildningen brukar man ofta skilja mellan två olika pristyper, den ena, där prisbildningen är knuten till tillgång och efterfrågan vid försäljningstillfället, den andra med tidsförskjuten anpassning. Som exempel för den förstnämnda typen kan nämnas ett pris som vid konstant efterfrågan varierar omvänt proportionellt med utbudet. Ett pris, som baseras på utbudet föregående år, skulle räknas till den andra typen. Med referens till en del litteratur på det ekonomisk-statistiska området har i bilaga D (sid. 276 ff) närmare utvecklats att denna indelning innebär en mycket stark förenkling. Priset på en vara beräknas i regel icke genom anpassning till endast en statistisk variabel, utan är på ett mera komplicerat sätt beroende på ett flertal olika variabler i marknaden. I bilaga D har närmare utvecklats att priset är att betrakta som en sambandsfunktion, i vilken ingår icke blott årets utan även föregående års efterfrågan och produktion samt föregående års pris och lagerhållning som förklarande variabler. Som ovan framhållits påverkas prisbildningen även av marknadsorganisationen, prisöverenskommelser och direkta statliga regleringar. Den grova indelningen i prisbildningstyper har inget att göra med indelningen i bundet eller fritt pris. Däremot kan högre eller lägre grad av bundenhet påverka sambandsfunktionen. Hänsyn till detta kan tagas genom att i denna införa ytterligare en förklarande variabel, avsedd att mäta graden av bundenhet.

184 Principiella synpunkter på ersättningens bestämmande i skördeförsäkring

En statistisk variabel har definierats i kapitel 2. Det kan emellertid i behandlingen av vissa problem vara befogat att betrakta en statistisk variabel som förutbestämd. Som exempel kan nämnas antalet i trafikförsäkringsanstalt försäkrade motorfordon och av viss jordbrukare med viss gröda besådd areal i skördeförsäkringen. Båda dessa storheter äro statistiska variabler. Vid bestämning av riskpremier är det naturligt att utgå från att dessa storheter äro förutbestämda. Till en början betrakta vi även priset som förutbestämt. Ersättningen i skördeförsäkring är då produkten av förutbestämd areal, pris och det belopp, varmed normskördekvantiteten per hektar med avdrag av självrisk överstiger aktuell skördekvantitet per hektar. Skördekvantiteten per hektar är en sambandsfunktion av flera variabler. Av dessa äro en del associerade med »försäkringsbara» faktorer och en del med »icke försäkringsbara» faktorer. Den aktuella skördekvantiteten beräknas i princip motsvara realiserade försäkringsbara och genomsnittliga icke försäkringsbara faktorer, medan för normskördekvantiteten alla faktorer skola anta genomsnittliga värden. Om man nu betraktar priset som en statistisk variabel, är denna en sambandsfunktion av flera variabler. Av dessa ha en del, nämligen hektarskörd och skördekvalitet, samband med »försäkringsbara» faktorer, en del, nämligen marknadsorganisation, penningvärde m. m. äro »oförsäkringsbara». I analogi med kvantiteterna bör det aktuella skördevärdet baseras på ett pris, som i princip motsvarar aktuell kvantitet och kvalitet, samt normskördevärdet på ett pris, som motsvarar genomsnittlig kvantitet och kvalitet. Beträffande de icke försäkringsbara faktorerna bör dessa i princip ha samma värden i värderingen av normskörd och aktuell skörd. Det ligger i sakens natur, att de icke försäkringsbara faktorerna i båda värderingarna böra väljas med hänsyn till förhållandena under skördeåret. Detta innebär att normskördevärdena ständigt böra anpassas med hänsyn härtill. Av det följande framgår att en sådan anpassning i regel icke stöter på formeltekniska svårigheter. Om prisets grad av rörlighet är relativt hög, kommer varje minskning i utbudet att leda till en ökning av priset. Om normskörden vid skördeskada värderades till årets pris, skulle normskördevärdet komma att överskattas, om den aktuella skörden värderades till lägre pris än årets, skulle detta värde underskattas, i båda fallen blir ersättningen för hög. Det är sålunda i princip riktigt att värdera de båda termerna i ersättningsekvationen med olika pris. I den mån regionala och säsongmässiga olikheter mellan å ena sidan prisdifferentieringen för kvalitet och transportkostnader, respektive för olika försäljningstillfällen, och å den andra realiserade olikheter i försäljningspriserna för olika kvalitet, områden och försäljningstillfällen efter avdrag av försäljnings- och lagringskostnader kunna försummas, och priset

185 är bundet på ett sådant sätt att priserna direkt anpassas till trendvärden av skördekvantitet och skördekvalitet, förefinnes i princip ingenting att invända emot att värdera båda termerna med samma pris. Om däremot det bundna priset anpassats till föregående års eller årets produktion, kan detta icke användas för värdering av normskörden. Överväganden av prisets sambandsfunktion

Om vi till en början betrakta priset som genomsnitt för året och hela landet, d. v. s. utan differentiering med hänsyn till olikheter i distributionsoch lagringseffekter, skulle man kunna göra vissa allmänna uttalanden om sambandsfunktionen. Antag att priset är i ringa grad bundet och har en hög elasticitet. Vid fix areal, lagerhållning och naturaanvändning är utbudet en funktion av hektarskörden. Under dessa speciella förutsättningar betrakta vi en period av fyra år, de två första med en allmän prisnivå av 100, de två senare med en allmän prisnivå av 200. Vi förutsätta vidare, att hektarskörden l : a och 3:e året är normal ( = d) och 2:a och 4:e året 20 % över normal. 100 100 200 Priserna de fyra åren skulle då kunna skrivas / « > ^ 2d) ' ~n(d)' 200 ~7T~öd\' där g(d)

är en funktion av d sådan att då hektarskörden ökas,

ökar även g(d). Detta innebär att prisets förändring med en ökning i d är olika mellan l : a och 2:a året i jämförelse med mellan 3:e och 4:e året. Detta kan uttryckas så att inverkan av d på priset är betingad av den allmänna prisnivån. Om vi släppa alla förutsättningar utom beträffande prisets relativa obundenhet, kan påstås, att hektarskördens inverkan på priset är betingad av de » of ör säkringsbara faktorerna». Utbudet är vid fixa värden på areal, hektarskörd, naturaanvändningen en funktion av lagerhållningen, som i sin tur har samband med vissa kvaliteter, t. ex. vattenhalten. Det kan på grund härav slutas att även kvalitetens inverkan på priset är betingad av »oförsäkringsbara» faktorer. Likaledes är inverkan av skördens kvantitet och kvalitet betingad av den arealfördelning, med vilken hektarskörden för olika områden sammanvägts till ett genomsnitt för hela landet. Här uttalade slutsatser gäller även i större eller mindre grad om priset är relativt bundet. När det gäller att på basis av statistiskt material göra en för framtiden användbar prognos, bör vid bestämning av normskördevärde och riskpremie skördarna i materialet värderas med priser baserade på så moderna värden som möjligt för arealfördelning och »oförsäkringsbara» faktorer. Frågan om prisets differentiering

Om två områdens produktion resultera i olika grad av varuknapphet samma år, behöver detta vid ideal distribution icke medföra något direkt

186 inflytande på någotdera områdets priser. Däremot kan skillnaderna i varutillgång leda till en omläggning av distributionen, som kan resultera i att försäljningskostnaderna i det ena området blir högre. Om priset är obundet, innebär detta en lägre nettointäkt för det område, som får högre försäljningskostnader. Om priset är bundet och reglerna för bundenhet äro så utformade, att det sistnämnda området kompenseras eller överkompenseras för ökade kostnader med ett schablonmässigt transporttillägg, kan nettointäkten för det belastade området bli oförändrad eller högre. Värderingsnormerna för skördeförsäkringen kan baseras på antingen ett nettopris- eller bruttoprisresonemang. Med nettopris skulle då avses försäljningspriset med avdrag för realiserade försäljnings- och lagringskostnader. Utom att bruttopriset är enklare i tillämpningen tala vissa principiella skäl för att räkna priset brutto. Självriskavdraget kan sägas inkludera ett korrektiv, om än grovt, för i skörden investerade totalkostnader. Det förefaller då vara irrationellt att därutöver inlägga ett kostnadsavdrag i värderingspriset. (Fråga kan visserligen uppstå om hänsyn måste tagas även till transportkostnadernas samband med skördekvantitet och kvalitet.) I fråga om samtidig differentiering på områdena och försäljningstillfällen bör observeras, att möjligheterna för lagring i ett område är bestämmande för utnyttjande av säsongvariationen i priset. Möjligheten till lagring påverkas av tillgången och fördelningen av lagringsutrymmen. Dessutom påverkas lagringsmöjligheterna av vissa kvalitativa egenskaper hos grödan, t. ex. vattenhalt. Sambandet mellan lagringsmöjlighet med hänsyn till geografiska olikheter i skördens kvalitet och tillgång på lagringsutrymmen synes vara så komplicerad, att en utjämning mellan områdena sannolikt blir nödvändig. Liksom för transportkostnaderna synes det vara enklast att i fråga om säsongtilläggen tillämpa ett bruttoprisresonemang. Vissa praktiska skäl tala för att använda den säsong justerade månadsnoteringen för flertalet grödor som värderingspris för aktuell skörd. Till frågan om prisernas differentiering på områden hör även den direkta inverkan av kvaliteten på prisnivån. Om stora skillnader i kvalitet normalt föreligger mellan olika områden, bör hänsyn härtill tagas vid värderingen av områdets normskörd. Rätteligen borde då även hänsyn tagas till realiserad kvalitet vid värdering av den aktuella skörden. Det statistiska material, som stått till förfogande för bedömande av prisernas sambandsvariation, är emellertid icke differentierat på områden. Skulle i den planerade skördeförsäkringen hänsyn tagas även till sådana prisvariationer, som orsakas av varje områdes tidsvariation i skördekvaliteten, k a n de ur det statistiska materialet beräknade riskpremierna icke utan vidare tillämpas. Däremot kan — som senare visas — dessa anpassas för förändrade normskördevärden, under förutsättning av oförändrade variationskoefficienter. En geografisk prisdifferentiering med hänsyn till den geografiska spridningen i kvalitet skulle sålunda kunna genomföras, om man antager att av kvalité-

187 ten förorsakad variation i skördevärdena skulle ha samma variationskoefficient i olika områden. Retrospektiv undersökning av prisvariationen

Genom skördeskadeutredningens sekreterares försorg har sammanställts skördekvantiteter och priser för olika jordbruksprodukter. Uppgifterna har hämtats ur Jordbruks- och boskapsskötsel, Jordbruksekonomiska meddelanden, tidskriften Lantmannen samt delvis infordrats från Sveriges Lantbruksförbund. E n fullständig redogörelse för den statistiska bearbetningen återfinnes i bilaga E, som sammanställts av K. Ångström (sid. 286 ff). Det bör observeras att de studerade priserna äro genomsnitt för hela landet av realiserade priser i regel för vissa kvalitetsklasser. Dessa i sin tur ha bl. a. bestämts av producerade kvantiteter och skördens kvalitet respektive år. Däremot har kvaliteten icke kunnat användas som förklarande variabel. Detta innebär, att i den del av prisvariationen, som med använda prismodeller icke kunnat förklaras, ligger sannolikt även den med variationen i skördens kvalitet sammanhängande variationen i priset. Av de viktigaste resultaten i undersökningen kan här framhållas följande. För vete och råg har en god överensstämmelse erhållits med data för perioden 1922—1953 genom att använda priset föregående år, total skörd innevarande och föregående år samt lagerhållningen föregående år som förklarande variabler. Som mått på sambandet med kvantiteten har använts den logaritmiska koefficienten för totalskörd innevarande år. För vete och råg är denna för hela den behandlade perioden ungefär — 0,2. För perioden före 1941 blir vid användning av totalskörden för året, kalendertiden och levnadskostnadsindex som förklarande variabler motsvarande koefficient — 0,33, medan för perioden efter 1941 variationen i priset kan förklaras med variationen i levnadskostnadsindex enbart. I fråga om hö, potatis och fodersäd kunde endast totalproduktionen, däremot icke den försålda delen av produktionen studeras i relation till prisutvecklingen. I fråga om hö har totalproduktionen och levnadskostnadsindex betraktats som förklarande variabler, i fråga om de övriga grödorna totalproduktionen, trenden i denna samt trenden i priserna. I alla tre fallen har erhållits koefficienter av storleksordningen — 1 för totalproduktionen. Sockerbetor visade att prisvariationen så gott som helt kunde förklaras med variationen i levnadskostnadsindex. Värderingen i den retrospektiva undersökningen av riskpremierna

I retrospektiv statistik är problemställningen i fråga om värderingen en annan än för värderingen av ersättningarna under löpande skördeår. De aktuella priserna måste här beräknas som de priser, vilka skulle hava realiserats med respektive års skördekvantitet och skördekvalitet och i övrigt på grundval av sådana värden på andra prisfaktorer, som förväntas komma

188 att gälla för framtiden. Normskördevärden bestämmas sedan som genomsnitt av på detta sätt värderade aktuella skördar. Den retrospektiva undersökningens primärmaterial utgjorde statistiska centralbyråns s. k. definitiva hektarskördesiffror för 14 grödor fördelade på församlingar. Dessa värden sammanställdes med arealer i hektar enligt 1951 års jordbruksräkning. Vid bortfall av hektar skördevärden sattes motsvarande areal = 0. Normpriser och normskördekvantiteter baserade på 1955 års jordbrukskalkyl sammanställdes av jordbrukets utredningsinstitut (bilaga H, sid. 329 ff). Frågan om lämpliga viktstal för sammanvägning av de normskördevärden per hektar, som motsvarade sistnämnda sifferuppgifter, har analyserats i bilaga D (sid. 279 ff). Det kunde visas att tekniken kunde väsentligt förenklas, om även för denna sammanvägning arealerna i 1951 års jordbruksräkning kunde användas, och vidare att skördekvoterna, d. v. s. förhållandet mellan till visst år hänförligt skördevärde och medeltalet för viss period, äro oberoende av vilken arealfördelning som använts för dessa normskördevärden. De aktuella skördevärdena uppskattades till normpriset multiplicerat med en korrektionsfaktor för varje skördeår. Sistnämnda faktor uppskattades i anslutning till i ovannämnda prisundersökning bestämd potens av förhållandet mellan hektarskörden för året och området och den emot normpriset svarande hektarskörden för prisgruppen och en viss huvudgrupp av grödor. För potatis uppdelades landet härvid i tre prisgrupper efter förhållandet mellan försäljning av mat- och fabrikspotatis, för övriga grödor utgjorde prisgruppen landet i sin helhet. I fråga om huvudgrupper av grödor fördes olika slag av brödsäd till en grupp, olika slag av fodersäd till en grupp samt hö från vall och naturlig äng till en grupp. Beträffande baljväxter, för vilka gränsdragningen mellan å ena sidan kokärter och å andra sidan foderärter och vicker nödvändiggjorde approximationer, konstaterades att en sammanslagning av dessa i priskorrektionen förorsakade ett obetydligt fel om 1951 års arealfördelning användes som viktstal för normpriserna. På dessa premisser beräknades aktuella skördevärden på bearbetningsgrupper: i geografiskt avseende av Jordbrukets utredningsinstitut definierade strata (bilaga G, sid. 322 ff) och i fråga om växtslag huvudgrupperna för grödor, dock att brödsäd uppdelades i de två grupperna höstsäd och vårsäd. 1 Vid val av potenser för korrektionsfaktorerna har hänsyn tagits till att den förväntade prisutvecklingen för brödsäd och för sockerbetor sannolikt kommer att leda till mindre prisbundenhet än för perioden efter 1941 för brödsäd och perioden efter 1932 för sockerbetor. På grund härav har för dessa grödor använts den logaritmiska koefficienten — 0,2. För fodersäd, 1

Vårsådd brödsäd har genomgående i den försäkringstekniska utredningen betecknats vårsäd. Beteckningen motsvarar sålunda den i huvudbetänkandet använda beteckningen vårbrödsäd.

189 hö och potatis har beroendet av skördekvantiteten i prisundersökningen sannolikt blivit väsentligt starkare än om utbudet lagts till grund för undersökningen. Vid liten skörd kvarhålles nämligen sannolikt större del av totalproduktionen för naturaförbrukning. Med hänsynstagande även till förmodad elasticitet för potatisens värde i hushållskonsumtionen och samtliga dessa produkters värde i den animaliska produktionen har i priskorrektionen använts de logaritmiska koefficienterna — 0,6 för potatis och — 0,7 för fodersäd och hö. Det sistnämnda värdet har använts även för baljväxter i avsaknad av värden för denna grupp av grödor. »översättning» till andra normskördevänlen

Enligt formlerna för riskpremie och ersättning per normskördekrona (kapitel 2) äro dessa storheter beroende av skördekvot, variationskoefficient, snedhet och excess för skördevärdet. Det kan visas att om dessa tal bestämts på basis av ett stickprov av skördevärden v kan de utan omräkning användas för skördevärdena bv, där b är en konstant, d. v. s. oberoende av tidsvariationen i v. Detta innebär att om man önskar använda de i den retrospektiva statistiken erhållna värdena på riskpremierna i en viss bearbetningsgrupp vid ett tillfälle då normpriset för alla grödor i bearbetningsgruppen ändrats i samma proportion så behöver riskpremien per normskördekrona icke omräknas. Detsamma gäller om den arealfördelning med vilken normpriserna vägts till genomsnitt för prisgruppen och huvudgruppen av grödor. Däremot gäller påståendet icke för ändrad relativ arealfördelning mellan olika grödor, varmed de aktuella skördevärdena sammanvägts. Den fortgående anpassningen av normskördevärdena, som ovan förutsatts, kan sålunda, om inom varje bearbetningsgrupp de nya normskördevärdena för i gruppen ingående grödor står i konstant förhållande till de gamla värdena och den relativa arealfördelningen är oförändrad inom bearbetningsgruppen, genomföras genom att riskpremien per hektar multipliceras med detta förhållande. Om i en och samma bearbetningsgrupp de olika normskördevärdena skulle på väsentligt olika sätt förändras, blir det nödvändigt med ny analys, i den mån icke lämpliga approximationer kunna användas.

KAPITEL 7 S t u d i u m a v s k ö r d e k v a n t i t e t e n s v a r i a t i o n för s o c k e r b e t o r m e d särskild h ä n s y n till o l i k h e t e r n a m e l l a n b r u k n i n g s e n h e t e r n a

Numerisk undersökning

För ett stickprov draget enligt särskild metodik ur Svenska Sockerfabriksaktiebolagets register över leveranser av sockerbetor bearbetades skördekvantitet och sockerbetsareal för 1 469 brukningsenheter åren 1939—54. Materialet grupperades på s. k. strata enligt Jordbrukets Utredningsinstituts basurval. (Bil. G, sid 322 ff.) Inom strata grupperades brukningsenheterna i storleksklasser för sockerbetsarealen. Slutligen grupperades strata med hänsyn till förväntad homogenitet i skördebetingelser. Sistnämnda indelning kunde prövas med siffermaterialet, vilket föranledde en obetydlig omgruppering. I bilaga F, som sammanställts av K. Ångström, redogöres för undersökningens utförande och resultat (sid. 298 ff). I det följande behandlas huvuddragen i analysen i relation till tidigare diskussioner. Metod för mätning av skillnader mellan olika medelvärden

Om man betraktar en serie mätningar av en slumpvariabel, kan härur beräknas medelvärde och spridning (se kapitel 2) för variabeln. Medelvärdet av ett antal mätresultat är emellertid också en slumpvariabel, vilken har mindre spridning än de enskilda mätresultaten. Denna sistnämnda spridning brukar kallas medelvärdets medelfel. Medelfelet i medelvärdet beror på ett bestämt sätt på antalet mätresultat, som ingår i medelvärdet. Medelvärdet av 10 mätresultat har t. ex. ett medelfel som är lika med 1/3 av spridningen i de enskilda resultaten. (Medelvärdet av 5, 17, 26 mätresultat har ett medelfel, som utgör respektive 1/2, 1/4, 1/5 av spridningen i de enskilda mätresultaten.) Om vi betraktar ett siffermaterial indelat i 10 grupper, vardera omfattande 10 mätningar, kan medelvärdet för hela materialet beräknas som ett medeltal av de 10 undergruppernas medeltal. Om det icke föreligger någon systematisk skillnad mellan undergrupperna, måste medelfelet i medelvärdet av undergruppernas medeltal (bortsett från tillfälliga variationer) överensstämma med ett på lämpligt sätt beräknat genomsnitt av medelfelen i de olika undergruppernas medeltal. Man skulle därför k u n n a mäta förekomsten av, respektive betydelsen av systematiska skillnader mellan under-

191 grupperna med förhållandet mellan dessa medelfel. Är förhållandet nära 1, föreligger låg sannolikhet för att undergruppernas medelvärden äro systematiskt olika, överstiger förhållandet 1, äro dessa medelvärden sannolikt systematiskt olika. (Sannolikheten härför är större ju mer förhållandet överstiger 1.) För att göra bestämmandet av dessa sannolikheter matematiskt enklare har man emellertid valt att i stället för detta förhållandetal använda dess kvadrat, som mått på skillnaderna i undergruppernas medelvärden, i det följande (och i bilaga F) kallas detta mått för F . Slutsatser av F-analyserna i bilaga F

I tabell 1 av bilaga F har sammanställts 11 F-analyser. Av tabellen framgår att de systematiska skillnaderna mellan år och strata voro av dominerande betydelse i jämförelse med de systematiska skillnaderna mellan brukningsenheter, storleksgrupper av dessa och homogenitetsgrupper av strata. Om år-strata utgöra huvudgrupper och storleksgrupperna inom år-strata undergrupper, erhålles ett så lågt F-värde som 1,17. Detta innebär icke att storleksgrupperna äro likvärda i skördebetingelser, men att de systematiska skillnaderna mellan storleksgrupperna ha väsentligt mindre betydelse än de systematiska skillnaderna mellan år och strata. Av tabellen framgår vidare att de systematiska skillnaderna mellan medelvärdena över tiden för strata-storleksgrupper voro väsentliga i jämförelse med skillnaderna i motsvarande medelvärden för brukningsenheter ( F = l l , 3 ) . Även mellan medelvärden för brukningsenheterna över tiden inom strata-storleksgrupper förelåg systematiska skillnader, som jämfördes med skillnaderna mellan årsvärdena inom brukningsenhet, F = 4,0. Härav kan slutas att variationen inom strata-storleksgrupper var av mindre betydelse än mellan strata-storleksgrupper. Skillnader i tidsvariation mellan brukningsenheter och strata-storleksgrupper

Spridningen mellan åren för varje brukningsenhet var i genomsnitt 52 dt/ha medan spridningen mellan åren för varje stratum-storleksgrupp i genomsnitt var 38 dt/ha. Om man betraktar dels en brukningsenhet, dels en stratum-storleksgrupp med genomsnittligt medelvärde och spridning skulle variationskoefficienterna bli 0,149 respektive 0,109. Enligt kapitel 3 skulle detta innebära att en kollektiv försäkring avseende den betraktade stratum-storleksgruppen och med en självrisk av 100 p1 % av normskördevärdet, skulle för den betraktade brukningsenheten ge genomsnittligt samma skydd som en individuell försäkring med en ersättning beräknad enligt formeln 0,73 [(1 — 1,36 Pl)

v ~ v], (för Pl = 0,2 är 1,36 Pl = 0,27).

Detta innebär en lägre effektivitet i genomsnitt för alla brukningsenheter än för en försäkring med självrisk 100 p x % baserad på brukningsenhetens

192 avkastning och spridning (under förutsättning att dessa kunnat bestämmas.) Då riskpremien i den kollektiva försäkringen baseras på den lägre spridningen i den statistiska enheten, inverkar skillnaden mellan denna spridning och den genomsnittliga spridningen för brukningsenheterna icke på försäkringens skälighet. Sambandet mellan spridningen och sockerbetsarealen för en brukningsenhet

I D: 4 av bilaga F (sid. 302) härledes en sambandsfunktion för spridningen mellan brukningsenheterna inom en stratum-storleksgrupp (summa av tidsspridningen och den geografiska spridningen) med sockerbetsarealen per brukningsenhet. Enligt kapitel 2 kan skördekvantiteten för en brukningsenhet betraktas som en summa av en ren slumpvariabel och en variabel, som beror på de speciella skördebetingelserna för brukningsenheten. Ett värde av slumpvariabeln k a n betraktas som ett medelvärde av hektarskördarna på varje enhet av brukningsenhetens sockerbetsareal, och följaktligen blir slumpvariabelns spridning lika med medelfelet i ett sådant medelvärde, vilket enligt ovan på ett bestämt sätt beror på antalet arealenheter. Med stöd härav har tre olika hypoteser uppställts för sambandet mellan den totala spridningen för brukningsenheterna och sockerbetsarealen. Undersökningen visar att de tre hypoteserna äro sinsemellan likvärda och överensstämma med siffermaterialet. En av dessa hypoteser illustreras av diagrambilaga F : l (sid. 314). Ungefär hälften av kvadraten på den totala spridningen kan förklaras av arealen, och den återstående hälften, som representeras av sambandslinjernas avskärning på den vertikala axeln, är oberoende av arealen. Kvadraten på den genomsnittliga tidsspridningen i hela materialet för brukningsenheterna utgör 58 % av kvadraten på den genomsnittliga totala spridningen för brukningsenheterna. Sambandet mellan tidsspridningen och sockerbetsarealen kan då antagas motsvara en linje med samma lutning som linjerna i bilaga F : l men med avskärningen på den vertikala axeln reducerad i proportionen 100:58. Den genomsnittliga tidsspridningen och arealen för brukningsenheterna i hela materialet utgjorde 52 dt/ha resp. 2,33 ha och för strata-storleksgruppen 37 dt/ha resp. 22,74 ha. Dessa värden visa en mycket god överensstämmelse med sambandsfunktionen för tidsspridningen med hänsyn till arealen. En stor del av skillnaden i tidsspridning mellan brukningsenheten och stratum-storleksgruppen kan då förklaras med skillnaden i areal. Om sålunda materialet varit sammansatt av brukningsenheter med samma sockerbetsareal, skulle skillnaden i tidsspridning mellan olika brukningsenheter ha reducerats. Det är sannolikt att även för andra grödor tidsspridningen avtar vid växande areal. Effekten härav blir för kombinerad försäkring delvis utjämnad mellan olika grödor. På grund av spridningens samband med besådd areal blir för brukningsenheter med lägre besådd areal än genomsnittet försäkringens effektivitet

193 lägre än för den i föregående avsnitt betraktade genomsnittliga brukningsenheten. Enligt utredarens uppfattning bör icke för stor vikt läggas vid de olikheter i effektivitet, som sammanhänga med storleken i besådd areal. (Detta gäller för ren, kollektiv försäkring med försäkrad gröda besådd areal, och för individuell kombinerad försäkring summan av sådan areal för försäkrade grödor.) Däremot måste tillses, att för försäkringen väljes en så låg självrisk, att här avsedd inverkan på försäkringens effektivitet icke leder till att effektiviteten blir otillräcklig, åtminstone icke i genomsnitt. Detta framhålles i nästa avsnitt och synpunkten har även beaktats i kapitel 10 vid diskussionen av gränser för självrisken.

Slutsatser för tidigare behandlade typer av skördeförsäkring

Analysen av sockerbetsskördarna motsäger i stort sett icke de synpunkter, som i kapitel 3 och 4 lett till ett förslag att uttnyttja data från statistiska enheter för beräkning av ersättningar och riskpremier. Skillnader i medelvärden mellan olika år-strata äro av dominerande betydelse i jämförelse med skillnader mellan brukningsenheter och storleksgrupper av brukningsenheter inom år-strata. Skillnader i tidsspridning mellan brukningsenheterna bero bl. a. på olikheter i sockerbetsareal, vilket som ovan utvecklats leder till lägre effektivitet för brukningsenheter med liten areal. Om storleksgrupperna inom ett stratum skulle omfatta samma areal, skulle skillnader i tidsspridning mellan storleksgrupperna sannolikt bli obetydliga. Om däremot storleksgrupperna inom ett stratum skulle omfatta samma antal brukningsenheter skulle skillnaderna i tidsspridning mellan storleksgrupperna — åtminstone till viss grad 1 — återspegla motsvarande skillnader för storleksgruppernas brukningsenheter. Effekten av att använda på sistnämnda sätt definierade statistiska enheter skulle bli en utjämning av skillnaden i effektivitet för brukningsenheter med olika areal. En sådan lösning skulle medföra en avsevärd komplikation av skördemätningen och av tekniken i övrigt. I avsaknad av tillräckligt material för att belysa önskvärdheten av differentiering på storleksgrupper, torde man tillsvidare bli nödsakad att avstå från en sådan differentiering. I fråga om den kombinerade försäkringen sker, som ovan framhållits, en viss utjämning av skillnaden i tidsspridning mellan olika grödor. Den påvisade skillnaden i tidsspridning för små och stora arealer k a n däremot leda till val av relativt låg självrisk i syfte att minska begränsningen av ersättningarna till brukningsenheter med liten areal. För den kombinerade försäkringen är en låg självrisk även på andra grunder befogad. Förlust på grund av skördeskada i den sammanlagda skördeintäkten på 20 % av denna är betydligt mera kännbar än en förlust på 20 % av skördeintäkten för en viss gröda. 1

För sockerbetsarealer större än 10 ha faller riskpremien obetydligt med arealen.

13—708143

194 Avhandling om skördeförsäkringens riskteori

Utredaren har i Skandinavisk aktuarietidskrift (1955:3—4) publicerat ett försök till tillämpning av allmän riskteori på skördeförsäkring. I denna avhandling härledes bl. a. en approximation av frekvensfunktionerna för skördekvantiteter och skördevärden. I det följande skall denna härledning i korthet beskrivas. Tillväxten i växtfysiologiska försök med konstanta tillväxtfaktorer

För att förklara tillväxten under konstanta betingelser använda vi en modell, som har visst samband med förräntningen i bank. Om ett kapital insattes i bank, förräntas det med en viss årlig räntefot. Varje år lägges räntan till kapitalet, varvid räntan påföljande år beräknas på kapitalet vid föregående års slut jämte under detta år upplupen ränta. För vår modell är det emellertid lämpligare att antaga att den upplupna räntan i varje tidsögonblick lägges till kapitalet, varvid räntan påföljande ögonblick beräknas på tillgodohavandet i föregående tidsögonblick d. v. s. inklusive t. o. m. det föregående ögonblicket upplupen ränta. Under en viss tidsperiod på kapitalet upplupen ränta är då en funktion av tillgodohavandet vid periodens slut. Man brukar säga att den upplupna räntan är lika med logaritmen av tillgodohavandet vid periodens slut. Om man betraktar en tillväxtperiod som sammansatt av ett mycket stort antal tidsenheter — tidsögonblick — kan utsädet betraktas som ett »kapital, som löper med ränta, så att upplupen ränta» — tillväxten i tidsögonblicket — »lägges till kapitalet». Den växtmassa, som erhålles efter det att tillväxten fortgått under ett visst avsnitt av vegetationsperioden, kan då betraktas som »tillgodohavandet vid slutet av tidsavsnittet». I detta fall är emellertid tillväxthastigheten — d. v. s. räntan per tidsenhet — att betrakta som en statistisk variabel (jfr kapitel 2). Vid användande på tillväxten bör modellen således tillämpas så, att man antar att »räntefoten» (eller som man säger, då förräntning sker i varje tidsögonblick, »ränteintensiteten») är varierande. Under förutsättning att alla tillväxtbetingelserna (i omgivning och näringssubstrat) hållas konstanta under hela vegetationsperioden (exempelvis på experimentell väg) kan tillväxten under större delen av vegetationsperioden uppfattas som en förräntning med en »ränta» per tidsenhet, som är en ren slumpvariabel (se kapitel 2) med ett under perioden konstant medelvärde. (Jfr bl. a. ett par uppsatser i Annals of Botany: Blackman, 1919, 33; Gregory, 1926, 40). Detta kan även uttryckas så att »under viss tidsperiod upplupen ränta» d. v. s. logaritmen för vid periodens slut uppnådd växtmassa har en normal frekvensfunktion (se kapitel 2). Man kan därför säga att den i viss tidpunkt uppnådda kvantiteten är logaritmiskt normalt fördelad. (Jfr Cramer, Mathematical Methods of Statistics, Uppsala, 1945, sid. 219—220.)

195 Dödlighet uppfattad som ränta

I stället för att öka ett kapital i varje tidsögonblick med ränta, kan man i varje tidsögonblick minska kapitalet med ett belopp, som beräknas som »ränta» på det kvarstående kapitalet efter det att de upplupna minskningarna t. o. m. föregående ögonblick avdragits. Räntan är då negativ. (Negativ marknadsränta har förekommit. Om finansieringskostnaderna överstiger räntan blir nettoräntan negativ.) Summan av minskningarna under en viss tidsperiod kan då sägas vara lika med minuslogaritmen för återstående kapital vid periodens slut. Vi betrakta en grupp av 100 000 personer med samma födelsedatum, som äro levande vid en viss tidpunkt, och observera antalet dödsfall i gruppen under loppet av en viss tidsperiod. Antalet dödsfall i gruppen k a n då uppfattas som negativ »ränta på kapitalet» 100 000. Antalet kvarlevande personer efter en viss tidsperiod är lika med antalet återstående kronor av ett kapital på 100 000 kronor, som i varje tidsögonblick minskas med ett belopp, som kan beräknas som »ränta» på det kvarstående kapitalet. »Räntan» per tidsenhet är en negativ statistisk variabel. Om man bortser från tillfälliga variationer är värdet av minskningen stigande med tiden, ty personerna bli äldre. I regel k a n man (med bortseende från t. ex. farsoter, krig m. m.) anse att antalet dödsfall i ett tidsavsnitt är oberoende av det antal dödsfall, som inträffat tidigare. »Räntan» som statistisk variabel har på grund av dessa egenskaper en frekvensfunktion av speciellt slag, som i det följande kallas Poissons frekvensfunktion. Denna funktion blir fullt bestämd om man för varje tidpunkt känner dess medelvärde. Poissons frekvensfunktion har fått stor betydelse för livförsäkringens allmänna riskteori och för en mångfald andra tillämpningsområden. Tillväxten under praktiska jordbruksförhållanden i en »ruta» av en åker

Vi betrakta en så liten yta av ett åkerfält, att vi kan antaga att vid varje tidpunkt av vegetationsperioden tillväxtfaktorerna äro lika för varje del av ytan, och kalla en sådan yta för en ruta av åkern. Vi generalisera nu diskussionen på föregående sida, så att vi även här betrakta tillväxten som en förräntning, denna gång blir »räntan» per tidsenhet icke en ren slumpvariabel, då medelvärdet vid varje tidpunkt beror på vid tidpunkten realiserade tillväxtbetingelser. Så snart dessa ändras tillräckligt mycket, ändras även tillväxthastigheten d. v. s. »räntan» per tidsenhet. Ändringar i tillväxthastigheten kunna antingen ske så småningom eller språngvis. Tillväxthastigheten under ett visst tidsavsnitt beror emellertid icke blott på tillväxtbetingelserna under tidsavsnittet utan är även beroende på den vid avsnittets början uppnådda växtmassan. Tillväxtprocessen är i detta avseende olik avgången genom dödsfall från en grupp personer, som ovan behandlats. Eftersom medelvärdet av tillväxthastigheten vid varje tidpunkt beror på tillväxtfaktorer, som äro statistiska variabler, k a n även medelvärdet av tillväxthastigheten

196 uppfattas som en statistisk variabel med en frekvensfunktion, som bestämts av tillväxtfaktorernas frekvensfunktion. Frekvensfunktionen för variationerna i tillväxthastigheten (slumpvisa och beroende på tillväxtfaktorerna) kan då uttryckas som ett medelvärde av flera Poisson-frekvensfunktioner (jfr under Dödlighet uppfattad som r ä n t a ) . Frekvensfunktionen för medelvärdet av den under en viss tidsperiod upplupna »räntan» k a n då approximeras med en ej förut nämnd Pearsontyp, nämligen typ III (som har snedhet och excess skilda från 0, jfr kapitel 2). Tillväxten i ett område

Betrakta vid bestämd tidpunkt under vegetationsperioden ett område — ett fält, en brukningsenhet, ett stratum. Indela området i rutor, i varje ruta har då tillväxthastigheten ( = »ränta» per tidsenhet) ett visst värde. Betrakta vi dessa värden för alla rutor i området k a n värdena betraktas som olika värden av en statistisk variabel, som varierar med »rummet» på liknande sätt som den i föregående stycke behandlade variabeln varierar med tiden. Den här betraktade variabelns värde i en viss ruta är beroende på värdet i en angränsande ruta (tillväxtfaktorerna äro visserligen olika, men i huvudsak likartade). Medelvärdena av dessa variabler för olika rutor kunna betraktas som en statistisk variabel. Frekvensfunktionen för medelvärdet tillhör sannolikt någon av de vanligare Pearson-typerna. Den till viss tidpunkt upplupna »räntan» för området är summan av sådana statistiska variabler. Om man beträffande medelvärdenas frekvensfunktion gör mycket vida antaganden, kan det visas, att frekvensfunktionen för sistnämnda summa är approximativt av s. k. Pearson typ V. Den upplupna »räntan» för hela området vid varje tidpunkt av vegetationsperioden har då en frekvensfunktion som utgör med typ V vägt medelvärde av typ III, resultatet är av typ VI. (Diskussionen kan utsträckas att gälla längre perioder än ett skördeår. Härvid avses med vid viss tidpunkt upplupen »ränta» summan av »räntan» för de olika skördeåren fram till det aktuella jämte den som uppkommit under den tilländalupna delen av den aktuella vegetationsperioden.) Av den totala växtmassan är det emellertid oftast endast en viss del, som utgör skörd i ekonomiskt avseende. Om man bortser från variationen i förhållandet mellan skördekvantitet och totalkvantitet (d. v. s. inklusive stubb, blast, halm e t c ) , är skördekvantiteten slutresultatet av tillväxtprocessen. Under denna förutsättning innebär härledningen att logaritmen för skördekvantiteten har en frekvensfunktion av Pearson typ VI. Skördekvantitetens och skördevärdets frekvensfunktion

I utredarens ovan citerade avhandling har visats att, om logaritmen för en variabel har en frekvensfunktion av typ VI eller närstående typer, så kan med antaganden inom mycket vida gränser frekvensfunktionen för variabeln själv approximeras med typ VI. Skördekvantiteten har i så fall en frekvens-

197 funktion av typ VI över rummet inom ett år, i princip gäller uttalandet över r u m och tid inom flera år. Med användande av den sambandsfunktion mellan pris och kvantitet, som diskuterats i kapitel 6, kan visas att logaritmen för skördevärdet per hektar har en frekvensfunktion av typ VI och att skördevärdets frekvensfunktion följaktligen kan approximeras på samma sätt. Jämförelse mellan den normala frekvensfunktionen och behandlade typer av Pearson-kurvor framgår av följande diagram.

Numerisk anpassning till frekvensfunktionen för skördekvautitet

För anpassning av en frekvensfunktion till numeriskt material kunna olika metoder användas. Den bästa av dessa är mycket arbetskrävande. Med hänsyn härtill har i bilaga F använts den s. k. momentmetoden, vilken bl. a. fotas på en numerisk beräkning av snedhet och excess, vilka äro mycket känsliga för tillfälliga kastningar i materialet (sid. 304 ff). De värden, som lagts till grund för anpassningen i bilagan, äro avvikelserna mellan hektarskördarna för brukningsenheter för visst år från årets medelvärde för stratum, varvid av brukningsenhetens sockerbetsareal betingade olikheter utjämnats med användande av sambandsfunktionen mellan spridning och areal. Anpassningen har skett för de två största strata var för sig. Härvid visade det sig bl. a. att om värdena för alla undersökta skördeår i det ena stratum anpassas till samma frekvensfunktion, erhålles större värde på excessen i relation till snedheten än vad som är förenligt med typ VI, vilket kan förklaras med för stor heterogenitet i fråga om spridningen. Utvaljes med hänsyn härtill en grupp skördeår med ungefär samma spridning har det visat sig att, för fem på detta sätt utvalda grupper av år, typ VI ger en mycket god anpassning (se diagrambilagorna F : 2 — 3 , sid. 315—317). Skillnaderna mellan typ VI och de numeriskt erhållna frekvenserna bero med mycket stor sannolikhet på slumpen. Skulle den numeriska anpassningen direkt ha baserats på den teoretiska diskussionen, skulle till grund för anpassningen ha lagts värden, som utjämnats genom medeltalsbildning dels i tiden för perioder fr. o. m. undersökningens första år t. o. m. skördeåret, dels i rummet fr. o. m. den »l:a» brukningsenheten inom stratum t. o. m. den aktuella (varvid brukningsenheterna tänkas numrerade i viss geografisk ordning). En sådan utjämning hade sannolikt möjliggjort anpassning även av tidsvariationen utan att utesluta vissa skördeår. Sådana utjämningar skulle nämligen ha resulterat i

198 lägre värden på snedheten och excessen, med större effekt för excessen. Med hänsyn till dessa överväganden måste de faktiskt erhållna resultaten sägas ge ett starkt stöd för den teoretiska diskussionen. För det praktiska problemet i kollektiv försäkring är emellertid tidsvariationerna för strata, ej för brukningsenheterna, av betydelse. Denna tidsvariation skulle ha kunnat belysas genom utjämning av brukningsenheternas värden i rummet, men ej i tiden. Därtill är emellertid materialet i undersökningen otillräckligt. Om materialet varit tillräckligt, skulle även för denna variation ha erhållits väsentligt lägre värden för snedhet och excess. Detta innebär att för strata ligger frekvensfunktionen närmare den normala än för brukningsenheterna. I fråga om riskpremieberäkningen måste denna baseras antingen på ytterligare material eller bestämmas direkt ur detta material som ett beräknat medeltal av ersättningar. Riskpremien som funktion av variationskoefflcienten

Om frekvensfunktionen för skördevärdet är känd, kan i kapitel 2 angivna samband mellan riskpremie och frekvensfunktion användas för beräkning av riskpremier. Är skördevärdets snedhet och excess = 0, d. v. s. frekvensfunktionen normal, är riskpremien per normskördekrona en funktion av variationskoefficienten. Är frekvensfunktionen icke normal, beror riskpremien av de tre argumenten variationskoefficient, snedhet och excess. Om snedhet och excess uppskattas till ungefär genomsnitten av de värden, som erhöllos i den numeriska anpassningen av frekvensfunktionen, är riskpremien bestämd enbart som funktion av variationskoefficienten. I diagrambilaga F : 4 (sid. 318) framställes riskpremien per normskördekrona för självrisken 40 % och denna uppskattning av snedhet och excess med en streckad kurva. Som jämförelse anges med heldragna kurvor riskpremierna för 20 %, 30 %, 40 % självrisk och normal frekvensfunktion. (Priserna har härvid för både normskörd och aktuell skörd antagits vara = 1.) En jämförelse mellan den streckade kurvan och den heldragna med samma självrisk visar att vid måttliga värden på variationskoefficienten kurvan för typ VI ligger väsentligt över kurvan för normal frekvensfunktion. Detta visar att man icke, om snedheten och excessen är av samma storleksordning som de här använda värdena, kan basera riskpremien på ett antagande om normal frekvensfunktion, med mindre än att den statistiska analysen ger belägg för ett sådant antagande. Det kan för övrigt visas, att i allmänhet den normala frekvensfunktionen vid låga variationskoefficienter ger för låga riskpremier, om skördevärdets frekvensfunktion är av typ VI. Detta hindrar naturligtvis ej att skillnaderna vid låga värden på snedhet och excess kunna vara tillräckligt små för att kunna försummas. Sambandet mellan hektarskörd och tid samt mellan hektarskörd och spridning

Tabell 2 i bilaga F visar att ingen tidstrend kunde observeras i hektarskördarna 1939—1954 (sid. 301). Detta behöver icke innebära att tidstrend

199 icke skulle kunna påvisas för längre observationsperioder. Antydningar till sådan trend ha förekommit i tidigare undersökningar (Quensel, Kungl. Lantbruksakadem. tidskr., 1941, nr 3, sid. 214; Karlborg, Stencil från Stockholms Högskola, V. T. 1953). Samband mellan hektarskörd och spridning inom strata kunde ej heller påvisas i bilaga F . Ett sådant samband har för olika växtsorter påvisats av Torssell (Sveriges Utsädesförenings Tidskrift 1953, 5). 1 I tabell 4 av bilaga F (sid. 303) har påvisats ett svagt samband mellan hektarskörd och spridning inom år, innebärande att en lägre medelskörd medför större spridning mellan strata. Detta synes ej vara överraskande, det innebär väl närmast att en skördeskada ej samtidigt uppträder i de skilda områden där sockerbetor odlas. Frågan om dessa samband bör ytterligare belysas på basis av Statistiska Centralbyråns material. Det bör emellertid betonas att särskilt i fråga om tidstrend stor försiktighet bör iakttagas, då en övervärdering av skillnader mellan olika tidsavsnitt lätt kan leda till felaktiga prognoser.

1 Problemet har även behandlats av Juréen och Hallgren.

KAPITEL 8 M ä t n i n g a v s k ö r d e k v a n t i t e t och s k ö r d e k v a l i t e t

Allmänt om biologisk och tillvaratagen skörd

Vallskördekommittén har i sin slutrapport (bil. 3, sid. 501 ff) berört här förevarande fråga. Kommittén har därvid definierat med den s. k. provytemetoden mätta skördekvantiteten som »den biologiska skörden». Metoden innebär vägning av på viss yta producerad grönmassa, torrviktsbestämning på ett stickprov av denna samt omräkning till producerad torrvikt per hektar. Beträffande hö som hässjas eller kräkas, har kommittén utarbetat en metod baserad på mätning av hässjor respektive krakar samt omräkning till kvantitet per hektar med hjälp av en sambandsfunktion. Kommittén uttalar beträffande denna metod att man med denna »vanligtvis kan bestämma den tillvaratagna skörden» (sid. 508). Den »tillvaratagna skörden», mätt med denna metod avser i princip skörden efter avslutad fälttorkning. I fråga om skulltorkning och ensilageberedning anser kommittén, att »beredningsresultatet är så gott som helt beroende av jordbrukarens åtgärder, varför mätning av den biologiska skörden är det enda möjliga förfarandet. För mätning av skörden på betesvallar och av återväxt på slåttervallar som betas är provytemetoden ensam utvecklingsbar.» (Sid. 509.) Kommittén framhåller, att bärgnings- och beredningsförluster även förekomma vid andra grödor än vallgrödorna. På grund härav bör mättekniken i fråga om dessa grödor utvecklas parallellt med mätmetoder för vallskörd att omfatta bärgnings- och beredningsförluster i kvantiteten och kvaliteten. För att fixera problemställningen göres här ett par observationer om tolkningen av begreppen biologisk och tillvaratagen skörd. Någon tveksamhet om innebörden av begreppet biologisk skörd torde i princip ej föreligga. Däremot bör framhållas att i den mån torrviktsförlust uppkommer vid bestämningen av torrvikt i provytemetoden blir den biologiska skörden mätt med denna metod underskattad, enligt vallskördekommittén skulle denna underskattning vid lufttorkning uppgå till 5—10 % (sid. 501). I fråga om begreppet tillvaratagen skörd uppstår däremot vissa svårigheter att ge en allmängiltig tolkning av detta begrepp, vilket sammanhänger med valet av den tidpunkt före användningen till vilken tillvaratagen skörd skall hänföra sig. — För spannmål kan skörden sålunda mätas omedelbart efter tröskning (antingen denna skett på fältet eller efter inkörning), efter lagring och före transport eller vid leverans förnvsalu resp. förmalning. För

201 vallskörd, som torkas före användning, kan mätningen ske omedelbart efter torkning (fält- eller skulltorkning), vid utfodring resp. efter lagring före transport eller vid leverans till avsalu. Grönfoder och ensilage kan exempelvis mätas genom torrviktsbestämning efter inkörning eller vid utfodring. Skörd, som använts till betning, kan skattas genom djur fysiologiska mätningar (förekommer i England vid gödslingsförsök). — Dessa antydningar visa att begreppet »tillvaratagen skörd» icke blir fullt bestämt, om icke tidpunkten för mätningen fixeras. I det följande förutsattes att med begreppet avses vid viss tidpunkt i processen mätt skörd, utan uttryckligt angivande av tidpunkten. Dessa synpunkter, som knutits till skördekvantiteten, kan utvidgas att gälla även effekten av tidpunkten för mätningen på den mätta kvaliteten. Vallskördekommitténs rekommendationer för mätning av vallskörden för skördeförsäkringen

Vallskördekommittén rekommenderar provytemetoden som huvudmetod för uppskattningen av vallskörden. Som motiv härför anföres bl. a., att metodiken för mätningar av tillvaratagen skörd endast utformats för de fall då tillvaratagandet sker genom hässjning eller krakning och att provtagningen för vallgrödor och andra grödor härigenom komme att ske efter samma metoder. Detta kommer att medföra ett förbilligande och förenklingar på flera punkter och anses vidare öka provtagningens tillförlitlighet (sid. 509). Å andra sidan uttalas, att det är »uppenbarligen av stort värde att effekten av gynnsamt och ogynnsamt väder på fälttorkningen "får påverka de skattade skördarna», i den mån dessa skola läggas till grund för skördeförsäkringen. På grund härav kan provytemetoden »inte rekommenderas till ensam användning, då bärgningsförlusterna företer icke obetydliga och delvis okända växlingar mellan olika år» (sid. 510). För den 6kull erfordras såväl kvantitativa som kvalitativa bestämningar av biologisk och tillvaratagen skörd från samma fält (urval av de fält, vars skörd bestämts genom provytemetoden). Hänsyn till bärgningsförlusterna kunde sedan tagas genom användning av en schematisk reduktionsfaktor. Principiella synpunkter på mätning av skörden

Om skördeförsäkring skulle anordnas enligt något av i kapitel 3—4 skisserade system skulle inverkan av brukarnas frivilliga dispositioner i fråga om sortval, metoder för jordbearbetning, gödsling m. m. anses utjämnade genom att skördekvantitetet och kvalitet för bestämning av såväl aktuellt som normskördevärde baseras på genomsnitt beräknade för grupper av brukare. (I den individuella försäkringen korrigeras däremot de realiserade skördekvantiteterna med hänsyn till brukarens egna åtgärder.) Det kan nu göras gällande att exempelvis beträffande vallskörden skulle användning av en uppskattad tillvaratagen skörd, baserad på genomsnittlig metod för skördens tillvaratagande, vid beräkning av ersättningen leda till icke önsk-

202 värda konsekvenser. Om nämligen flertalet brukare inom visst område använt en beredningsmetod, som medför större spridning i tillvaratagen skörd än en annan metod, vilken med hänsyn till förhållandena kunde hava använts, skulle detta leda till en obefogat hög nivå på ersättningarna. Som exempel under nu gällande förhållanden kan nämnas volmning. Efter en eventuell mera allmän övergång till skulltorkning, torde hänsyn till förlusterna vid inom området förekommande fälttorkning icke böra tagas. Å andra sidan kunna vissa skördeår föreligga förhållanden, som tvinga en del av områdets brukare till olägligt val av skördemetod. Det kan t. ex. förekomma att fälten vid tiden för skörden äro så uppblötta att vissa slag av skördemaskiner t. ex. skördetröskor icke kunna användas. Under sådana förhållanden sker en förskjutning i ena eller andra riktningen av tidpunkten för inkörningen. Detta skulle närmast tala för att en uppskattning av tillvaratagen skörd efter genomsnittlig metod i princip skulle vara att föredraga. Även om sättet för tillvaratagandet är enhetligt inom ett område, medför regnig väderlek direkta förluster både i fråga om skördekvantitet och skördekvalitet. (Indirekta förluster genom ökade torkningskostnader t. ex. för spannmål kunna även uppkomma.) Vallskördekommittén har för två län — i vartdera länet härrörde siffermaterialet från ca ett sextiotal fält — erhållit en statistiskt säkerställd skillnad mellan skörden enligt provytemetoden och hässjemätningsmetoden från samma fält uppgående till 18 % av den sistnämnda. Vallskördekommittén uppskattar — med hänsyn till mätfelet i torrviktsbestämningen av provytornas skörd — skillnaden mellan biologisk och tillvaratagen skörd till 23—28 %, vilket i stort sett överensstämmer med i litteraturen förekommande uppgifter härom (sid. 501). — Edin, Berglund och Andersson (Kungl. Lantbruks-Akademiens Handl. o. Tidskr., 1931, 6) uppge att torrsubstansförlusten under särdeles gynnsamma omständigheter hela torkningsprocessen vid hässjning uppgick till 17—19 % och vid volmning till 20—22 % samt förlusten i nettoenergi (antal foderenheter) till respektive 17 och 28 %; vid mindre gynnsamma omständigheter utgjorde förlusten i nettoenergi 34 %. Växlingarna i bärgningsförlusterna äro sålunda väsentliga. Sammanfattningsvis leda dessa principiella överväganden till att å ena sidan skördeuppskattningen icke utan vidare kan baseras på genomsnittsmetoden för tillvaratagandet av skörden i den statistiska enheten, medan å andra sidan det måste betecknas som ett väsentligt krav med hänsyn till skördeförsäkringens effektivitet, att försäkringen täcker den del av bärgningsförlusterna som påverkats av omständigheter varöver brukarna ej råda. Båda de anförda synpunkterna skulle i princip k u n n a tillgodoses, om den biologiska skördens kvantitet och kvalitet kunde korrigeras för genomsnittliga bärgningsförluster vid användning av »lämpliga» metoder för skördens tillvaratagande. Fixerandet av vilka metoder, som härvid skulle anses

203 »lämpliga» skulle ske med hänsyn till metodikens fortlöpande utveckling och skördeårets speciella förhållanden i området. Dessutom måste förutsättas en fixering av »lämplig» tidpunkt av processen vid vilken den tillvaratagna skörden skulle mätas. (Detta torde i stort sett motsvara vad i den amerikanska skördeförsäkringen åsyftas med korrektionen av aktuell skörd för den enskilda brukningsenheten.) Praktiska synpunkter på mätningen av skörden

En för alla grödor genomförd uppskattning av kvalitativa och kvantitativa bärgningsförluster förutsätter ett omfattande utredningsarbete. I detta utredningsarbete måste också val av »lämpliga» metoder för skördens tillvaratagande samt val av lämplig tidpunkt för mätning av tillvaratagen skörd ingående studeras. Skördeuppskattningar enligt nu tillämpade objektiva metoder måste för skördeförsäkringen enligt utredarens uppfattning väsentligt utvidgas. Detta gäller dels skördekvantitetens geografiska differentiering, dels även mätning av växlingar i kvaliteten av den biologiska skörden. Även de utökade resurser, som varit disponibla under vegetationsperioden 1957, torde för detta ändamål bli alldeles otillräckliga. Under en övergångstid synes det vara välbetänkt att i enlighet med vallskördekommitténs rekommendation samla material för belysande av berörda förhållanden med avseende på försäkrade grödor. En sådan materialinsamling skulle även u r andra synpunkter än för försäkringens vidkommande vara önskvärd. Frågan synes vara av sådan vikt att utredningen synes böra uppdragas åt en kommitté i vilken allsidig expertis blir representerad. Skördeuppskattningar i den officiella statistiken

Skördebedömningar utföras i statistiska centralbyråns regi 2 å 3 gånger under skördeåret. I januari påföljande år lämnas definitiva uppgifter om hektarskördar i kilo per arealenhet. Skördebedömningarna baseras på en femgradig skala (3 = normal skörd). Vid den sista skördebedömningen beräknas dessutom preliminär uppgift om hektarskörden. Skördebedömning utföres av hushållningssällskapens lokala ombud de s. k. gillesombuden. Enligt intervju med ett gillesombud utföres bedömningen så att skörden först bedömes på ett fåtal gårdar. Med hänsyn dels till bedömd variation på dessa gårdar dels med hänsyn till bedömd variation för övriga gårdar inom området justeras den första bedömningen. Före avgivandet av de definitiva skördeuppskattningarna tar bedömaren kontakt med ett flertal jordbrukare på sammanträden i ekonomiska föreningar och hushållningssällskapen m. m. P å grundval av de erfarenheter, som vunnits vid dessa kontakter, avger bedömaren med hänsynstagande till förhållanden vid avvikande gårdar sin slutrapport. Rapporterna granskas sedermera

204 av hushållningssällskapet. Enligt upplysning från en jordbrukskonsulent inspekterar denne ett antal socknar, ofta under medverkan av sakkunniga kolleger. Vid stora avvikelser mellan hans härvid vunna erfaranheter och ombudets rapport sker särskild undersökning. Erfarenheter från fördelningen av leveranskvantiteter under kristiden gav enligt gillesombudets uppfattning belägg för en underskattning av avkastningen vid välskötta gårdar med bra jordar och en över skattning för mindre välskötta gårdar med sämre jordar. Däremot ansåg gillesombudet icke att det vid dåliga skördeår förelåg benägenhet att underskatta skörden, vilket däremot jordbrukskonsulenten ansåg vara förhållandet 1 . I ett par undersökningar (Quensel, C. E., Kungl. Lantbruks-Akademien Tidskr., 1941,3 och Karlborg S. Å., Undersökning rörande skörden per hektar av olika växtslag, stencil, Stockholms Högskola, VT 1953), analyseras tidstrenden i de definitiva skördesiffrorna och deras relation till den sista bedömningen på hösten. Karlborg har begränsat sin undersökning till tiden 1913—1951. Att tiden före 1913 ej medtagits motiveras av Karlborg med att statistiken före 1913 var ganska osäker, beroende på ändrade beräkningsmetoder och arealutvidgningar främst under 1800-talets senare del. Däremot skulle enligt Karlborg fr. o. m. 1913 statistiken vara säker och enhetlig. I båda arbetena konstateras ett lineärt samband mellan de definitiva skördesiffrorna och oktoberomdömena. — Då skörden vid tiden för avgivande av skördeomdömena för oktober i allmänhet till stor del är bärgad, är det naturligt att ett samband förefinnes mellan dessa och de definitiva uppgifterna. Dessutom beror sambandet sannolikt delvis på att ett systematiskt fel i oktoberomdömet kan konserveras. Har ett visst omdöme avgivits i oktober, torde en ändring i bedömningen mera sällan ske på mindre ändringar i erfarenheten efter oktober. I den mån de systematiska felen i oktoberomdömena påverkat de definitiva skördesiffrorna torde systematiska fel uppgående till högst en enhet på bedömningsskalan ha större frekvens än fel av mer än en enhet. Det är icke osannolikt att i genomsnitt för längre tidsperioder (eller för större områden visst år) sådana fel delvis utjämnas. De systematiska felen påverka sålunda sannolikt mindre medelvärden och genomsnittlig spridning än enskilda årsvärden i mindre områden. Jämförelse mellan skördeuppskattning enligt hässjemätningsmetoden för hö och gillesombudens skördebedömning

Vallskördekommittén har i ovan citerade rapporter redovisat en jämförelse mellan höskörd enligt hässjemätningsmetoden och gillesombudens uppskattningar. 1955 lågo de sistnämnda 17—42 % lägre än höskörden 1 Enligt allmänna uttalanden av flera experter torde emellertid bedömningen i många fall göras betydligt mera schematiskt än vad som framgår av ovanstående.

205 enligt hässjemätningsmetoden. 1956 voro ombudens uppskattningar i två områden högre (20, 38 %) och i två andra områden lägre än höskörden enligt hässjemätningsmetoden. Flera omständigheter tala emellertid för att de jämförda värdena ej voro jämförbara. Hässjemätningarna avse endast l : a skörden medan uppskattningarna skulle inkludera återväxten. 1955 verkställdes omräkningen av hässjevolym till hektarskörd med en approximativ metod. Den vallareal på vilken hässjemätningarna utförts torde ej vara jämförbar med den areal på vilken gillesombudens bedömning baserats. Exempelvis kunna de äldre vallarna vara för svagt representerade i hässjemätningarna 1955. Genom att mätmetoden begränsas till fält med fälttorkning med hässjor eller krakar torde det urval i areal, som tillämpats vid mätningarna, i allmänhet representera areal med högre avkastning än genomsnittet av de fält, som bedömts av ombuden. I detta sammanhang bör även påpekas svårigheterna i gränsdragningen mellan de i den officiella statistiken förekommande kategorierna, hö från odlad jord och hö från naturlig äng. Särskilt torde detta gälla norrländska områden, där en förhållandevis stor andel av den naturliga ängen användes som slåtteräng. (Jordbr. och Bosk.skötsel, 1953, sid. 15, Jordbr.räkn. 1944, sid. 15*.) Det är sålunda icke uteslutet att gillesombuden i sin bedömning även inkluderat areal, som rätteligen bort föras till naturlig äng. Flera omständigheter tala sålunda för att en viss del av skillnaden mellan hektarskörd enligt hässjemätningsmetoden och ombudens uppskattningar beror på att denna uppskattning baserats på areal med lägre avkastning. Denna slutsats innebär givetvis ej att gillesombudens uppskattningar av höskörden skulle kunna förutsättas ha samma precision som för stråsäd. I allmänhet torde även för den enskilde jordbrukaren skörden av stråsäd kunna skattas med större precision än höskörden. Detta måste då även gälla för en hel församling. Vid bedömande av det material, som i senare kapitel av denna utredning använts för bestämmande av avkastning och skördevariation för hö, bör hänsyn även tagas till att i detta icke inräknats de definitiva uppgifter om bete, som numera lämnas, och ej heller till gräs o. d., som använts som grönfoder inklusive ensilage. De erhållna resultaten kunna sålunda icke utan schematisk korrektion läggas till grund för försäkring, som omfattar alla användningssätt av gräsodlingen. Vid denna korrektion bör även hänsyn tagas till att gillesombudens bedömningar av höskörden sannolikt äro behäftade med större fel än i fråga om andra grödor. För ett successivt förbättrande av dessa korrektioner bör fortlöpande jämförelse göras mellan objektiva skördeuppskattningar och bärgningsförluster med gillesombudens skördebedömningar som ett led av de av vallskördekommittén förordade undersökningarna av skördemätning samt relationen mellan biologisk och tillvaratagen skörd.

206 Jämförelse mellan objektiva och subjektiva skördeuppskattningar för stråsäd, potatis och sockerbetor

I bilaga I (sid. 330 ff) ha sammanställts vissa jämförelser mellan uppskattningar med provytemetoden för stråsäd och potatis med uppskattningar grundade på skördebedömning, som redovisats av statistiska centralbyrån. I fråga om stråsäd kan konstateras (se tabell 1, bilaga I, sid. 331), att den geografiska variationen i bedömningen underskattats 1953 och överskattats 1954, bedömningen verkställdes dessa år av särskilt utsedda jordbrukskonsulenter. 1955 utfördes bedömningen av de enskilda jordbrukarna, den geografiska variationen, särskilt för vårvete och havre, i de bedömda skördarna avvek obetydligt från skattningarna med provytemetoden. Hektarskördarna underskattades av konsulenterna 1953, detsamma gäller för höstvete och havre 1954. Gillesombuden ha 1953 och 1955 underskattat hektarskörden särskilt för havre. Bedömningarna av jordbrukarna och av konsulenterna 1955 visade god överensstämmelse med provytemetodens skattningar. Gillesombudens underskattning av höstvete och vårvete var av storleksordningen 10 %, av havre 15—20 %. För potatis förelåg visserligen god överensstämmelse mellan de sammanlagda totalskördarna enligt den objektiva och subjektiva metoden, men då sambandet emellan de båda mätserierna var mycket svagt kunde inga resultat erhållas för potatis. För sockerbetor återfinnes i bilaga I (sid. 332) en sammanställning av material från leveransstatistiken enligt bilaga F och från huvudundersökningen på statistiska centralbyråns material. I denna jämförelse kunde såväl skördevärden som geografisk variation och tidsvariation beaktas. Medelvärdet över tiden i var och en av 19 sekundärenheter av 22 i huvudundersökningen understeg motsvarande medelvärde enligt leveransstatistiken, i 3 sekundärenheter lågo de förra obetydligt högre. I genomsnitt för alla sekundärenheter var underskattningen 8 %. Denna skillnad var statistiskt säkerställd. I fråga om variationskoefficienten för tidsvariationen låg denna i huvudundersökningen lägre i 15 sekundärenheter och högre i 7 sekundärenheter. Genomsnittligt var skillnaden 6 %, skillnaden är ej statistiskt säkerställd. Reduktion av effekten av de systematiska felen i skördeuppskattningarna på försäkringens normskördevärde, självrisk och riskpremie

I den kommande skördeförsäkringen avses att basera de aktuella skördevärdena på varje år förbättrad objektiv skördeuppskattning. Däremot måste normskördevärde och riskpremie baseras på den retrospektiva statistiken. Sammanställningen i bilaga I visar att skördens medelvärde och variationskoefficient för sockerbetor och att medelvärdena för stråsäd i allmänhet underskattas i gillesombudens uppskattningar. (Felen äro av storleksordningen 0—10 %.) Om självrisken i likhet med vad som närmare

207 motiverats i kapitel 10, mellan vissa gränser för variationskoefficienten, väljes lika med variationskoefficienten, är det möjligt att med relativt litet fel uppskatta två samhörande värden på självrisk och normskördevärde och uppskattade motsvarande korrekta riskpremie, med utgångspunkt från underskattningen i sockerbetornas medelvärde (8 %) och beroende av uppskattningsfelet i variationskoefficienten. Uppskattningarna äro tekniskt enkla. I bilaga I (sid. 334) redovisad undersökning har givit vid handen att man bör som normskördevärde använda 1,04 gånger det statistiskt bestämda och som självrisk 1,1 ggr den statistiskt bestämda variationskoefficienten med avdrag av 0,04. Riskpremien per normskördekrona är 10 % högre än den som baserats på den statistiskt bestämda variationskoefficienten. Skulle annan metod användas för bestämning av självrisken, kan motsvarande analys inte genomföras. Uppskattningsfelen i riskpremien vid konstant självrisk bli då av mycket hög storleksordning, som kan visas numeriskt; exempelvis med de systematiska fel som konstaterats för sockerbetor ge de statistiska uppskattningarna av medelvärde och variationskoefficient för en variationskoefficient av 0.10 en mer än 40 % för låg riskpremie. Den föreslagna metoden för reduktion av felen är icke heller användbar om man låter självrisken variera efter någon annan regel än den i kapitel 10 föreslagna, exempelvis i syfte att förenkla premiedebiteringen. Beräkningen av premier för varje särskild brukningsenhet med självrisken bestämd enligt sistnämnda metod kan säkerligen tekniskt förenklas, så att arbetsmängden för individuell debitering inte behöver bli avskräckande. Frågan kommer att utförligt behandlas i senare kapitel. Möjligheterna att reducera de systematiska felen i statistiken, om den i kapitel 10 föreslagna metoden för självrisken godtages, talar mycket starkt för denna metod.

KAPITEL 9 U t k a s t till regler för u t j ä m n i n g i n o m d e n o b l i g a t o r i s k a skördeförsäkringen

Allmänna synpunkter

På grund av de stora växlingar, som k u n n a förväntas i skördeförsäkringens årsresultat, måste ett system av regler utarbetas i syfte att utjämna resultatet för försäkringen i dess helhet mellan olika år. Med hänsyn till soliditeten bör detta system göras så betryggande, att det i alla situationer möjliggör utbetalande av beräknade ersättningar för skördeskador. I den mån vid något tillfälle reserverade medel visa sig otillräckliga härför, förutsattes — som i kapitel 1 framhållits — att staten förskotterar erforderliga belopp. Enligt kapitel 1 skulle i premierna inräknas ett säkerhetstillägg av tillräcklig storlek för att dels, för så vitt förutses kan, möjliggöra amortering av sådana förskott, dels uppbygga reserver av lämplig omfattning. Kravet på försäkringens soliditet innebär, att dessa säkerhetstillägg måste beräknas så, att den ekonomiska planen blir hållbar även under en period med måttligt ogynnsamma skördeförhållanden. Resultatet blir då att, om under en lång period inga medel utöver de statistiskt beräknande riskpremierna utan säkerhetsbelastning behöva tagas i anspråk, de fonder, vari de under tiden inbetalade säkerhetstilläggen uppsamlats, komma att överstiga de belopp som även vid mycket försiktig bedömning k u n n a förväntas bli erforderliga för den framtida utjämningen. Regler för disposition av den del av reserverade medel, som icke äro erforderliga för den fortsatta utjämningen, måste då inrymmas i systemet. Med hänsyn till skäligheten bör här avsedd disposition avse en återbetalning till försäkringstagarna efter försäkringstekniska grunder. Det h ä r avsedda systemet kan utformas på flera olika sätt. Vid det slutliga utformandet av ett sådant system bör givetvis icke endast försäkringstekniska överväganden göras. Hänsyn bör även tagas till bl. a. förvaltningstekniska, ekonomiska och juridiska synpunkter. I syfte att belysa de försäkringstekniska verkningarna av ett sådant system har i det följande gjorts ett utkast till regler, vilket enbart är att betrakta som en exemplifiering. Utkastet avser, som redan förutsatts i kapitel 1, en obligatorisk försäkring. Utkastet kan i föreliggande skick icke användas för en frivillig försäkring utan måste i så fall i väsentliga delar omformas.

209 Förvaltning av skördeförsäkringens tillgångar

För förvaltning av skördeförsäkringens tillgångar utses ett särskilt förvaltningsutskott. Detta bör sammansättas av representanter för Statens Jordbruksnämnd (om administrationen av skördeförsäkringen förlägges till detta verk), av representanter för jordbrukarna eller deras organisationer samt av personer med särskilda förutsättningar för bedömande av investeringsfrågor. Instruktionen för förvaltningsutskottet skall ge rätt för utskottet att placera tillgångarna efter en vid varje tidpunkt ur försäkringens synpunkt förnuftig ekonomisk plan, utan att bindas av föreskrifter om att visst slag av investering i första hand skall gynnas. Utjämningsfond

Med undantag av de medel, vilka enligt nedan skola redovisas i en särskild fond — återbäringsfonden — skola försäkringens medel, i den m å n de ej erfordras för löpande kostnader, i sin helhet redovisas i utjämningsfonden. Denna fond är i kapitel 1 definierad som en fond för utjämning av sådana ojämnheter i det ekonomiska förloppet, som härröra av växlingar i klimatiska och biologiska tillväxtfaktorer. (Formuleringen av denna definition har gjorts i analogi med definitionen av utjämningsfond för livförsäkring, 266 § lagen om försäkringsrörelse.) Det enligt tidigare beslut av statsmakterna beviljade anslaget av 100 miljoner kronor skall disponeras för skördeförsäkringen. Det antages i det följande dels att ingen del av anslaget disponeras före införande av försäkringen, 1 dels att mot bidraget svarande belopp i sin helhet utanordnas vid ingången av det kalenderår skördeförsäkringen träder i kraft. Antagandet innebär sålunda att försäkringen fr. o. m. detta år kan tillgodogöra sig avkastningen på beloppet. Intäkter och kostnader

Skördeförsäkringens intäkter redovisas lämpligen i tre poster: 1) Premieinkomsten (riskpremier jämte säkerhetstillägg). 2) Avkastning av kapital. 3) Statligt anslag för administrationskostnader. Dess kostnader redovisas likaledes i tre poster: 4) Riskkostnader (ersättningar för skördeskador). 5) Finanskostnader (omkostnader för finansförvaltning, utgiftsräntor m. m.). 6) Förvaltningskostnader (kostnader för förvaltningen av försäkringen samt kostnader för de objektiva skördeuppskattningarna i den mån dessa kostnader betingas av försäkringen). 1 Sedan detta skrivits har föreslagits a t t av anslaget 25 miljoner kronor skall tas i anspråk för 1957 års skördeskador. Det bör övervägas om icke försäkringens initialfond ändock skall uppgå till 100 miljoner kronor.

14— 708143

210 Om man förutsätter att det statliga anslaget för administrationskostnader (3) beräknas till samma belopp som förvaltningskostnaderna (6), och att avkastning av kapital (2) med avdrag av finanskostnader (5) uppgår till 4 % på ingående fonder, skulle saldot på vinst- och förlusträkningen varje år bli lika med skillnaden mellan å ena sidan summan av premieinkomsten (1) ökad med 4 % av ingående fonder och å andra sidan riskkostnader. (Eventuella amorteringar av statliga förskott sker genom vinstdisposition.) I den mån det statliga anslaget för administrationskostnader icke beräknas så att det exakt motsvarar förvaltningskostnaderna, erfordras för utjämning av skillnaden mellan 3) och 6) en mindre kostnadsregleringsfond eller också kan även denna utjämning baseras på utjämningsfonden. Då anordningen av en sådan utjämning i jämförelse med utjämningen av riskkostnaderna har obetydlig ekonomisk vikt, förutsattes i det följande att 3) och 6) äro exakt lika. Täckande av förlust

Blir vinst- och förlusträkningens saldo negativt, täckes förlusten av utjämningsfonden. Om denna fond ej förslår för täckande av förlusten och återbäringsfond finnes avsatt, täckes bristen av sistnämnda fond. Skulle efter dessa dispositioner kvarstå förlust, täckes bristen förskottsvis av statsmedel. Disposition av vinst

Blir vinst- och förlusträkningens saldo positivt skall, om skuld föreligger till staten på grund av förskott enligt ovan, amortering av skulden ske med högst halva årsvinsten. Om summan av återstoden av årsvinsten och ingående utjämningsfond understiger tio gånger premieinkomsten för året, avsattes hela den återstående årsvinsten till utjämningsfonden. Om däremot nämnda summa överstiger tio gånger premieinkomsten med visst belopp, avsattes hälften av sistnämnda belopp till återbäringsfonden och härefter återstående vinst till utjämningsfonden. Återbäringsfond

Med återbäringsfond avses fond för att uppsamla överskottsmedel, i den mån de icke erfordras för utjämningen. Återbäringsfonden fördelas räknemässigt genom teknisk analys mellan olika premieenheter i förhållande till de tillskott som från varje premieenhets premier under den tilländalupna tiden (från försäkringens start) lämnats till försäkringens utjämnings- och återbäringsfond. Varje premieenhets andel i återbäringsfonden fördelas mellan brukarna i premieenheten efter någon regel anknuten till bestämningen av brukningsenheternas premier och ersättningar, varvid dock till underlättande av beräkningarna vissa approximationer må tillämpas. Brukarnas andelar i återbäringsfonden utbetalas genom avdrag på premierna för

211 visst år eller för vissa år. Den närmare utformningen av regler för fördelning och utbetalning av återbäringen torde kunna få anstå till dess att frågan om återbäring blir aktuell. Det synes emellertid vara väsentligt att redan i det första systemet regler för återbäringen upptagas även om de kunna göras så obestämda som här ovan antytts. Riskens variationer

För att bedöma hur försäkringens ekonomi kan komma att utveckla sig, är ett studium av ersättningarnas variation i tiden nödvändigt. Denna fråga har studerats i bilaga J (sid. 335 ff), vilken i korthet refereras i följande två avsnitt. Variation i ersättningar till strata mellan 10 års-perioder

Som mått på variationen i varje stratums riskpremie vid en självrisk på 20 % och med korrigerat pris (se kapitel 6, Värderingen i den retrospektiva undersökningen av riskpremierna, sid. 188) har använts medelfelet i varje stratums riskpremie för 10 år beräknat från skillnaderna mellan den genomsnittliga ersättningen för de tre undersökta 10 års-perioderna och för 30 årsperioden. (Angående ett medelvärdes medelfel se kapitel 7 Metod för mätning av skillnader mellan olika medelvärden, 1 :a stycket, sid. 190.) Relationen mellan det genomsnittliga medelfelet för en s. k. landsdel (superstrata ha grupperats i fyra huvudgrupper, landsdelar, se härom bilagorna G, J, K sid. 322, 335, 351) och motsvarande genomsnittliga riskpremie har studerats för olika grödgrupper. Denna relation har jämförts med den relation mellan riskpremien och dess medelfel, som kunde förväntas om skördevärdets frekvensfunktion vore normal. För genomförandet av denna jämförelse visade det sig nödvändigt att utforma en matematisk teori, som redovisas i ett appendix till bilaga J (sid. 338 ff). Här hänvisas till diagram J : l som fogats till detta appendix. I diagrammet har medelfelet i 10 års-riskpremien avsatts på den lodräta axeln och motsvarande riskpremie på den vågräta. De empiriska resultaten ha betecknats med cirklar, innehållande ett tvåsiffrigt tal, vars första siffra avser grödgrupp och dess andra siffra landsdel. Den teoretiska relationen har inlagts som en kurva. Avvikelserna mellan cirklarna och kurvan äro på två undantag när obetydliga. I dessa undantagsfall äro avvikelserna emellertid i jämförelse med den tillfälliga variationen i de empiriska värdena icke väsentliga, vilket närmare utvecklas i appendix. Möjligen kan en viss antydan till att cirklarna gruppera sig kring en något mer krökt kurva utläsas ur figuren. Materialet tillåter icke en finare analys härav. Relationen mellan riskpremie och medelfel avviker sålunda icke väsentligt från den relation, som beräknats från en normal frekvensfunktion för skördevärdet. Detta behöver emellertid icke innebära att riskpremie och medelfel var för sig kunna beräknas från sistnämnda frekvensfunktion. (Se diagram F : 4 till bilaga F, där riskpremier beräknade från en normal fre-

212 kvensfunktion och från Pearson Typ VI jämföras, sid. 318.) Det är emellertid icke uteslutet att avvikelserna mellan de från den normala frekvensfunktionen för skördevärdet beräknade riskpremierna och de verkliga utjämnas genom geografisk medeltalsbildning. Variation i summa ersättningar för hela landet mellan 10 års-perioder

Med ledning av medelfelen för 10 års-riskpremier för hela landet har i appendix till bilaga J (sid. 346 ff) gjorts ett försök till uppskattning av effekten av den geografiska utjämningen på medelfelet i riskpremierna. Storleksordningen av förhållandet mellan här avsedda medelfel och de som behandlats i föregående avsnitt kunde uppskattas till 0,2 samt medelfelet i de geografiskt utjämnade 10 års-riskpremierna mellan 1 och 2 % av normskördevärdet till ca 20 % av riskpremieinkomsten vid 20 % självrisk. Härav kan förväntas att låg sannolikhet föreligger för att ersättningarna under 10 år skall understiga 50 % respektive överstiga 140 % av riskpremieinkomsten, om riskpremien beräknats från ett statistiskt material utan andra fel än de rent statistiska. Till jämförelse härmed kan nämnas att om storleksordningen av den totala förlusten 1955 var 500 miljoner för här behandlade grödor och självrisken 20 % av 2 000 miljoner, skulle ersättningen detta år ha blivit 100 miljoner. Den gjorda uppskattningen av variationen i 10 års-premier motsvarar (se kapitel 7, sid. 190) att sannolikheten av högre ersättningar under ett år än 225 % av riskpremien är mycket låg. Om ett års riskpremie för här behandlade grödgrupper i kombinerad försäkring uppgår till 27 miljoner kronor, skulle sålunda låg sannolikhet föreligga för att ersättningarna under ett år skulle överstiga 61 miljoner kronor, som utgör ca 60 % av förlusten 1955. Förluster uppgående till samma realvärde som förlusten 1955 torde i det långa loppet vara mycket sällsynta. Skulle en sådan händelse inträffa under en 10 års-period, kommer den att inverka på den genomsnittliga årliga förlusten med endast en tiondel. Numeriskt exempel för belysande av utvecklingen av skördeförsäkringens ekonomi under olika antaganden

Antag att normskördevärdet under varje år av en 20 års-period är 2 000 miljoner kronor samt att den statistiskt beräknade riskpremien i genomsnitt för hela landet utgör 1,35 % härav eller 27 miljoner kronor samt säkerhetstillägget utgör 10 % av riskpremien eller 2,7 miljoner kronor. Enligt diskussionen i föregående avsnitt föreligger stor sannolikhet för att summan av de totala ersättningarna under en 10 års-period skall ligga emellan 50 och 140 % av summa riskpremier för samma period (räknade från försäkringens begynnelse). Motsvarande gränsvärden kan då lätt beräknas för perioder av olika längd (se kapitel 7, ovan citerat stycke), dessa gränsvärden framgå av följande tabell.

213 Sannolikhetsgränser för summan av totala ersättningar Summa

Summa ersättningar År

5 10 15 20

% av summa riskpremier

Miljoner kronor

70 till 156 50 till 140 40 till 132 35 till 128

40 till 211 135 till 378 243 till 535 351 till 691

Summa riskpremier

135 270 405 540

vinster

förluster

+ 95 till — 76 + 135 till — 1 0 8 + 162 till — 1 3 0 + 189 till — 151

Summa säkerhetstillägg 13,5 27,0 40,5 54,0

Vi göra nu beträffande riskförloppet tre olika antaganden, a) Summa ersättningar för varje period överensstämmer exakt med summa riskpremier, b) Summa ersättningar för varje period överensstämmer med den högre och c) med den lägre gränsen i ovanstående tabell. Vi förutsätta vidare att under den betraktade 20 års-perioden ingen utbetalning sker av eventuellt förekommande återbäringsmedel och ej heller att initialfonden på 100 miljoner kronor börjar amorteras. Fonderna (utjämnings- och, eventuellt, återbäringsfonden) ökas med säkerhetstilläggen och med ränta på fonderna. Därutöver tillföras fonderna de belopp, varmed riskpremierna må överstiga ersättningarna, och minskas med de belopp, varmed ersättningarna och eventuella amorteringar må överstiga riskpremierna. För beräkning av summa ränteintäkter under en period skulle erfordras mera detaljerade antaganden om riskförloppet. För att undvika detta göres följande uppskattningar. Betrakta en 10 års-period, där ersättningarna varje år exakt överensstämma med riskpremierna. Med sammansatt ränteberäkning erhålles då summa ränta för 10 års-perioden till 53,41 miljoner. Jämför nu detta med antagandet att ersättningarna ett år överstiger riskpremierna med 50 miljoner, som uttages dels ur säkerhetstillägget för året, dels ur fonderna, att under vart och ett av de fem följande åren ersättningarna understiga riskpremierna med 10 miljoner samt att för vart och ett av de återstående fyra åren ersättningarna överensstämma med riskpremierna. Summa räntor under 10 års-perioden blir då 46,76 miljoner kronor eller 6,65 miljoner mindre än i det första alternativet. I antagande b) kan av uttag ur fonderna orsakad ränteminskning bli större, i antagande c) mindre. Vi göra nu det antagandet att ränteinkomsten 46,76 miljoner för b) skall minskas med ca 10 % av förlusten för 10 års-perioden d. v. s. 11 miljoner och för antagande c) ökas med ca 10 % av vinsten för 10 års-perioden d. v. s. 13,5 miljoner. För en kortare period är den sannolika ränteminskningen mindre än för en längre period, dock inte i direkt proportion. Med dessa antydningar specificeras våra ränteantaganden i nedanstående tabell. En variation i dessa antaganden har mycket liten ekonomisk vikt i föreliggande överslagskalkyl.

214 Antagen summa räntor, milj. kronor Antagande 5 år 10 år 15 år 20 år

a)

b)

c)

18,0 47,0 85,5 136,0

10,5 36,0 72,5 121,0

27,5 60,5 101,5 155,0

Härovan nämnda antaganden kallas i det följande alternativ l a ) , I b ) och 1 c) respektive. För att belysa effekten av säkerhetstillägget göres nu en modifikation av ovanstående antaganden, innebärande att riskpremierna ej belastas med säkerhetstillägg. I analogi med alternativ 1 antages summa ränteintäkt under en 10 års-périod vid riskförlopp enligt antagande a) utgöra 6 miljoner mindre än om ersättningarna varje år exakt överensstämmer med riskpremierna. De specificerade ränteantagandena skulle då bli: Antagen summa räntor, milj. kronor (utan säkerhetstillägg) Antagande 5 år 10 år 15 år 20 år

a)

b)

c)

17,5 42,0 74,0 110,0

10,0 31,0 61,0 95,0

27,0 55,5 90,0 129,0

De modifierade antagandena (utan säkerhetstillägg) kallas i det följande alternativ 2 a ) , 2 b) och 2 c) respektive. Med ledning av dessa sex olika system av antaganden låter sig utgående fonder vid slutet av respektive perioder lätt beräkna. Resultaten framgår av följande tabell: Utgående fonder vid slutet av respektive perioder1 Miljoner kronor Alternativ 5 år 10 år 15 år 20 år

la)

Ib)

le)

2 a)

2 b)

2 c)

131,5 174,0 226,0 290,0

48,0 55,0 83,0 124,0

236,0 322,5 404,0 498,0

117,5 142,0 174,0 210,0

34,0 23,0 31,0 44,0

222,0 290,5 352,0 418,0

I alt. l a ) blir återbäring aktuell vid någon tidpunkt mellan 15 och 20 år från försäkringens begynnelse, i alt. l e ) redan före 10 år och i alt. 2 c) mel1 För i kapitel 12 behandlad grundförsäkring, där självrisken delvis ersatts med franchise, blir för ett riskförlopp med samma sannolikhet som antagande b) utgående fonder vid slutet av en 10-årsperiod i alt. 1 (med 10 % säkerhetstillägg) 42,5 och i alternativ 2 (utan säkerhetstilllägg) —2 miljoner kronor. Motsvarande fonder vid slutet av en 20-årsperiod blir 117 och 12 miljoner kronor i alt. 1 och 2 respektive.

215 lan 10 och 15 år. I alt. 1 b) blir försäkringen under de första 20 åren solid i den meningen att den utgående fonden är större än initialfonden under det att i alt. 2 b) utgående fond efter 20 år är mindre än hälften av initialfonden. Ett riskförlopp med lägre sannolikhet än de här antagna alternativen kan givetvis inträffa (se bilaga G där en femårsperiod i en femtioårsperiod visade en summa ersättningar uppgående till 550 % av den teoretiska riskpremien, sid. 273). Skulle exempelvis 2 gånger under en femårsperiod inträffa en skördeskada på 100 miljoner kronor kan detta givetvis helt rubba kalkylen. Om vi antaga, att detta inträffar i andra femårsperioden, skulle under förutsättning, att den första femårsperioden förlöpt enligt antagande b) samt att för de tre återstående åren under andra femårsperioden summa riskpremier är lika med summa ersättningar, följande resultat erhållas. I alternativ 1 blir utgående skuld vid den första 10 års-periodens slut 80—• 85 miljoner. Stor sannolikhet föreligger emellertid då för att, även vid oförändrade premier, skulden kan amorteras på ytterligare 20 år. I ett sådant läge, torde det emellertid finnas anledning att höja säkerhetstillägget för att påskynda amorteringen. (Skulle däremot förloppet utveckla sig mycket gynnsamt t. ex. efter antagande c) torde av samma skäl anledning till sänkning av säkerhetstillägget föreligga.) Genom att följa förloppet för varje femårsperiod och om så anses lämpligt ändra säkerhetstillägget, kan man sålunda i viss utsträckning reducera effekten av slumpvisa avvikelser i resultaten för längre perioder. I alternativ 2 blir den utgående skulden vid slutet av första 10 års-perioden 112 miljoner. Om inget säkerhetstillägg uttages i fortsättningen föreligger mycket låg sannolikhet för att skulden kan amorteras inom 20 år; om utvecklingen under en lång period förlöper enligt antagande a) eller ogynnsammare blir skulden under denna period oförändrad eller högre. En måttlig ändring av antagande b) medför i alt. 1 ingen katastrof. Om man t. ex. antager att summa ersättningar i den första 10 års-perioden uppgår till 160 % av summa riskpremier, blir den utgående skulden vid utgången av denna period mindre än 5 miljoner. Om utvecklingen härefter förlöper efter det ursprungliga antagandet b ) , har skulden vid slutet av den andra 10 års-perioden stigit till 50 miljoner kronor, i fall säkerhetstillägget ej ändrats. Detta torde i så fall ha funnits anledning till tidigare. I alt. 2 blir under dessa antaganden om riskförloppet under första 10 års-perioden, skulden vid periodens slut 36 miljoner. För att denna skall kunna amorteras under en lång period måste förloppet vara — obetydligt — gynnsammare än antagande a ) . Skulle förloppet under andra 10 års-perioden följa det ursprungliga antagande b) har skulden vid slutet av denna stigit till 144 miljoner. Vid jämförelse mellan alternativen 1 och 2 observeras, att om säkerhetstillägg till en början uttages med 10 % av riskpremien och därefter ändras med hänsyn till skadeförloppet under fem- eller tioårsperioder, föreligger

216 stora möjligheter till anpassning av premierna, varigenom försäkringen blir självbärande. Vid mycket ogynnsamt skadeförlopp leder alternativ 2 till en skuldsättning, som kan komma att uppgå till betydande belopp och vilka icke under lång tid kunna amorteras. I båda alternativen säkra bestämmelserna för återbäring att fonderna icke komma att växa över vissa gränser.

K A P I T E L 10 Principiella s y n p u n k t e r p å a v v ä g a n d e a v självrisken

Självrisk och franchise

I en försäkring med enbart självrisk utgör ersättningen det belopp, varmed skadebeloppet må överstiga självriskbeloppet. I en försäkring med enbart franchise utgår ingen ersättning i de fall då skadebeloppet understiger franchisebeloppet, i övriga fall utgår skadebeloppet utan avdrag. Detta innebär att för både franchise och självrisk gäller att skador under visst belopp ej ersättas. Skillnaden ligger i regleringen av skador större än självriskrespektive franchisebeloppen. Exempel från andra försäkringsgrenar

Självrisk- och franchiseklausuler äro vanliga i sjöförsäkring. Denna är en allrisk-försäkring (skyddar — med vissa undantag — mot alla faror pä havet, ej blott faror från havet). Förslaget till ny sjöförsäkringsplan (1957) innehåller beträffande försäkring av fartyget (kaskoförsäkring) bestämmelser för beräkning av självrisk, om sådan är avtalad, vilket är normalt. Franchise torde vara sällsynt i kaskoförsäkring. Vid sjöförsäkring av varor förekommer ofta självrisk- eller franchiseklausul (Hellner, Jan, Försäkringsrätt, i utkast, V, stencil). I fråga om varuförsäkring framhåller Arnould (Marine Insurance, London, 1954, sect. 901) att särskilda klausuler för begränsning av ersättningarna införts på grund av köpmännens intresse att begränsa premiekostnaderna till vad som erfordras för effektivt skydd mot väsentliga förluster. Av intresse i detta sammanhang är självrisken i kaskoförsäkring, som ofta kan uppgå till mycket betydande belopp. Särskilt gällde detta i äldre tider. Motiveringen härför var att man ansåg det fördelaktigt, både för försäkringshavaren och särskilt för försäkringsgivaren, att den förre alltid stod någon självrisk. Man ansåg nämligen att vid försäkring utan självrisk, vilken innebär, att försäkringshavarens intresse att förebygga eller begränsa förlust elimineras, befälhavarens och besättningens påpasslighet icke sällan förringades. I äldre lagstiftning var därför självrisk obligatorisk för sjöförsäkring. 1924 hävdades i en vetenskaplig avhandling av Procos, att en självrisk av minst 10 % av försäkringssumman borde vara obligatorisk. Enligt lagen om försäkringsavtal är dock självriskklausuler en avtalsfråga. (Jfr Hasselrot, Om självrisken i sjöförsäkring, Tidskr. f. Rettsvidenskap, 1932, 55.)

218 Beträffande ansvarsförsäkring har det rik täts kritik mot försäkringen som sådan ur allmänt skadeståndsrättsliga synpunkter. Exv. finner Lundstedt försäkringen olämplig, då den motverkar skadeståndsreglernas preventiva funktion. Hellner (a. a. del IV) finner denna kritik berättigad. Krav har därför införts på att försäkringstagaren skall stå självrisk (litt. Se Hellner a. a. sid. 46) eller att rätten till ersättning på annat sätt inskränkes. I diskussionen om höjning av självriskbeloppet i privat ansvarsförsäkring till sitt nuvarande belopp (i regel 50 kr. per skada, självriskavdraget tillämpas i allmänhet ej, om skadan överstiger 1 000 kr.) har som praktiskt argument för självrisken anförts att antalet ansvarsskador i ett försäkringsbolag (Folksam) 1951 utgjorde ca 12 000, varav ungefär hälften uppgingo till mindre än 50 kronor. Argumentet motiverar närmast en franchise på 50 kr. I en enquéte (Folksam, 1948, nr 1, sid. 9—10) har Hult uttalat sig för självrisk med den motiveringen att självrisken har en preventiv effekt, beträffande självriskens franchiseverkan understryker han även besparingen i förvaltningskostnaderna. I samma enquéte uttalade sig Schmidt för franchise, då han finner självriskavdrag vid större skador än franchisbeloppet vara onödigt, enär detta icke medverkar till besparing i förvaltningskostnader. (Jfr även Svendsen, N. S., Nord. Försäkr. Tidskr., 1954, 34.) Även Eklund uttalar sig för franchise och med viss tvekan för självriskavdrag med hänsyn till svårigheten att bedöma avdragets storlek. I företagar-ansvarsförsäkring förekomma flera inskränkningar i ersättningarna med samma verkan som självrisk. Exempelvis göras i försäkringsvillkoren undantag av olika slag, som avse skador på egendom, som är under försäkringshavarens särskilda vård, i första hand undantagas skador, som stå i samband med att försäkringshavaren på grund av sin arbetsuppgift eller eljest haft att taga hand om den skadade egendomen. Folksam har i en försäkring av de kooperativa industrierna infört en självrisk av 2 000 kronor per skada. Inskränkningar i försäkringsskyddet för företagare motiveras i allmänhet av att de undantagna förlusterna kunna betraktas ha uppkommit genom yrkesrisken som sådan. Ett undantagande av sådana förluster från ersättning synes vara naturligt. 1 I motorfordonsförsäkring förekommer en (ej bonusberättigad) försäkringsform, i vilken även vagnskadeförsäkring med självrisk ingår. För privatbilar i olika tariff områden kan riskpremien för vagnskada med självrisk 500 respektive 1 000 kronor uppskattas till 47—58 % respektive 30— 38 % av riskpremien för vagnskada utan självrisk. I bonusberättigad motorfordonsförsäkring och trafikförsäkring (där i regel självrisk icke förekommer) har bonussystemet en effekt, som är likartad med effekten av en franchise. Innebörden härav är att ett stort antal försäkringstagare under1

Jfr Apelqvist, S., Nord. Försäkr. Tidskr., 1957, 37 (okt). Förf. understryker här självriskens växande betydelse för olika slag av försäkring och uttalar bl. a.: »Vi har helt enkelt icke möjlighet att ge det skydd som behövs, om vi samtidigt skall försöka ge det skydd som inte behövs».

219 låta att uttaga ersättning för skador understigande vissa belopp — en sorts frivillig franchise med varierande belopp — i syfte att bibehålla sin bonus och chansen att öka denna (s. k. bonushunger). Den statistiska analysen av bonushungern har visat att upp till 50 % av antalet skadefall icke föranleda ersättning, vilket medför en avsevärd besparing av regleringskostnaderna. Den omedelbara effekten härav på riskpremien blir förhållandevis ringa — 5—10 % — emedan det genomsnittliga ersättningsbeloppet för de bortfallna skadorna är lågt. På längre sikt motverkas de under skadeåret inbesparade kostnaderna för ersättning och skadereglering av bolagens kostnader för de bonusavdrag, vilka vid frånvaro av bonushunger skulle ha minskats resp. bortfallit. Cramér (Vad är försäkring? Sv. Försäkr.fören. upplysn.byrå, Sthlm, 1944) uttalar, att hänsynen till försäkringens effektivitet kräver, att man genom klok avgränsning av ersättningsvillkoren söker koncentrera de medel, som insättas i försäkringsverksamheten, till de fall, då verkligt kännbara skador inträffat. Självrisken medför att riskpremierna bli lägre och bortfall av småskador minskar kostnaderna för administrationen. Principiell motivering för självrisk i skördeförsäkringen

Vi förutsätta först att fullständig fördelning kan ske på en enskild brukningsenhets intäkter och kostnader mellan olika grenar av driften (samt för växtodlingen mellan olika slag av grödor) på rationella grunder. Resultaten för olika grödor för visst år ha ett starkt samband, detta gäller även beträffande foderväxtodlingen och den animaliska produktionen. I andra fall föreligger ett mera indirekt samband. Om nämligen på grund av t. ex. skördeskada på viss gröda eller vissa grödor, arbetskraft eller andra resurser friställas, påverkar detta driftskostnaderna för grödan och kan i vissa fall påverka resultatet för andra grödor eller för andra grenar av driften, t. ex. skogsbruk. Effekten av skördeskadan kan sålunda i princip icke mätas endast med den av skördeskadan orsakade minskningen i intäkterna av grödan i relation till normintäkten. I den mån resurser friställas på grund av skördeskadan, besparas på grödans konto den rörliga delen av driftskostnaden för de friställda resurserna (exempelvis drivmedelskostnader för en skördetröska). Om de friställda resurserna kunna alternativt utnyttjas, bör hänsyn tagas till det bidrag till totalresultatet, som tillföres detta av det alternativa utnyttjandet. En liknande effekt av skördeskadan kan uppstå, om från året före skadeåret överfört lager kan säljas till pris, som på grund av skadeårets minskade utbud ligger över det normala priset. Material för bedömande av denna inverkan av skördeskador på jordbrukets ekonomi föreligger endast för de s. k. bokföringsjordbruken. Denna bokföring är emellertid icke tillräckligt detaljerad för föreliggande syfte. Härtill kommer att bokförings jordbruken utgöra ett icke-representativt urval av brukningsenheter. Av diskussionen kunna vi emellertid draga den slutsatsen, att in-

220 täktsbortfallet vid skördeskada utgör ett i regel för stort mått på skadans effekt på jordbrukets ekonomi. Vid den individuella bedömningen i den amerikanska skördeförsäkringen tages viss hänsyn till skördeskadans effekt på driftskostnaderna och effekten av att arealen vid totalskada kan ha besatts med annan gröda, vilket bl. a. tar sig uttryck i att högre självriskavdrag tillämpas om skadan inträffat tidigt i vegetationsperioden. Vid en försäkring av någon av de typer som diskuterats i kapitel 3 och 4 förekomma inga individuella bedömningar. Ovan anförda synpunkter på effekten av en skördeskada på ett jordbruks ekonomiska resultat avse en inverkan på mycket kort sikt och ha sin förnämsta betydelse för jordbrukets likviditet. Om emellertid en stor skada inträffar, kommer den att påverka lönsamheten bedömd under en kortare eller längre följd av år. I ett tidigare avsnitt (förkalkyl och efterkalkyl av premier, kapitel 3) har framhållits lämpligheten av att resultaten inom försäkringens ram utjämnas även mellan olika perioder omfattande ett fåtal eller många år. Man måste sålunda vid teknikens utformande taga hänsyn till skadans inverkan, sedd även på längre sikt än ett år. Vi tänka oss nu fiktivt en individuell försäkring, baserad på kalkylmässig bokföring. Ersättning för skördeskada antages utan avdrag motsvara det belopp, som vid den ekonomiska analysen ansågs motsvara den av skördeskadan (i den mån denna uppkommit på försäkringsbara orsaker) föranledda minskningen i totalresultatet. Genom en sådan försäkring skulle brukaren befrias från tillfälligheternas spel för hela risken för förlust på grund av skada. Däremot fick han tillgodogöra sig merintäkten på rörelsen under gynnsamma år. För dessa förmåner har han att alla år bestrida en fast kostn a d : premierna för försäkringen. Jordbrukets lönsamhet bedömd under exempelvis 20 år blir beroende endast på skillnaden mellan vinsterna under de gynnsamma åren och de under 20 års-perioden betalade premierna. — För att belysa frågan anföres här ett numeriskt exempel. I anslutning till nedan angiven tabell antages premien vara 5 % av normskördevärdet och om detta är 700 kr/ha, blir på en areal av 100 ha summa premier för 20 år 70 000 kronor. Om frekvensfunktionen för skördevärdet är normal, utgör det förväntade antalet skadeår under en 20 års-period 10. Lönsamheten bestäms av skillnaden mellan vinsterna under de skadefria åren med avdrag av 70 000 kronor. Är den totala vinsten enligt det faktiska förloppet under de skadefria åren sammanlagt 150 000 kronor, är överskottet för 20 års-perioden 80 000 kronor, vilket motsvarar en genomsnittlig årlig nettointäkt av 4 000 kronor. Skulle däremot ingen försäkring ha tagits, hade vinsten för 20 års-perioden varit skillnaden mellan 150 000 kronor och summa förluster under skadeåren, vilken tillfälligtvis kan ha avvikit från 70 000 kronor. Vid en försäkring med självrisk blir nettovinsten skillnaden mellan å ena sidan 150 000 kronor och å andra sidan summan av självriskbeloppen för förluståren samt premier för försäkring med självrisk (antag exempelvis 22 500 kronor för 20

221 å r ) . I sistnämnda fall hade brukaren fått bära en begränsad del av den speciella yrkesrisken (jämför ovan angivna motivering för självrisk i företagaransvar). •— Om hela risken bäres av försäkringen, innebär detta, att jordbrukaren skyddas för alla skördeskador (små och stora) men avstår i stället från den besparing, som skulle uppstå, om skadorna under 20 årsperioden tillfälligt skulle vara lägre än normalt. Dessutom elimineras försäkringstagarens intresse av att förebygga eller begränsa uppkommen förlust. Det är icke ett allmänt intresse att stödja en försäkring baserad på täckande av hela förlusten, även med hänsyn till att administrationskostnaderna bli väsentligt högre om alla förluster skola ersättas. Vi betrakta nu en grupp brukningsenheter under antagande av samma frekvensfunktion för brukningsenheternas skördevärden. I en kollektiv försäkring, för vilken ersättningen liksom i föregående stycke avser hela förlusten av skördeskadan enligt ekonomisk analys, denna gång av kollektivets resultat, skulle den utjämning av icke-försäkringsbara orsaker, som diskuterats i kapitel 1, sannolikt bli otillfredsställande. En icke obetydlig del av jordbrukarna inom ersättningsenheten skulle mer eller mindre omedvetet kunna vidtaga åtgärder, som ledde till förlust i kollektivet i fall där förlust ej uppkommit, om försäkring saknats. I en försäkring avseende fullständig förlusttäckning saknas ju ekonomiskt intresse för brukarna att begränsa eller förebygga förlust ( i den mån de ej anse sig ha chans att få överskott). Vid försäkring enligt kapitel 3 och 4 med schablonmässigt självriskbelopp högre än avvikelsen mellan uppskattat intäktsbortfall och verklig förlust minskas risken för att brukarna på detta sätt skulle påverka resultatet för kollektivet genom deras intresse att inom ramen av självriskbeloppet begränsa förlusterna. För en grupp brukningsenheter med olika spridning i skördevärdet kan kollektiv försäkring för fullständigt skydd för de enskilda brukarnas förlust ej i princip konstrueras. Som framgår av kapitel 3 kommer nämligen, om självriskavdraget bortfaller för ersättningsenheten, ersättningen från den kollektiva försäkringen för en brukningsenhet i genomsnitt att förhålla sig till ersättningen från en individuell försäkring utan självrisk som spridningen för ersättningsenheten till spridningen för brukningsenheten. Detta innebär att, om brukningsenhetens spridning är större än ersättningsenhetens, dess förluster i genomsnitt ej bli fullständigt täckta och att i motsatt fall brukningsenheten blir i genomsnitt överkompenserad för sina förluster. Skulle slutligen den kollektiva försäkringen liksom i kapitel 3 och 4 baseras på uppskattat intäktsbortfall utan självrisk, tillkommer ytterligare den avvikelse från förlusten, som betingas av att denna mätes med uppskattat intäktsbortfall, vilket sannolikt i genomsnitt innebär en överkompensation. Dessutom ha dessa uppskattningar vissa uppskattningsfel utöver avvikelserna mellan intäktsbortfallet och skördeskadans inverkan på totalresultatet. I fråga om kollektiv försäkring kunna sådana fel och avvikelser endast mer eller mindre skönsmässigt korrigeras.

222 En kollektiv försäkring utan självrisk är sålunda icke tänkbar. Att i skördeförsäkring i stället för självrisk tillämpa franchise är inte heller lämpligt. Jordbrukarna skulle nämligen i en försäkring med franchise ha ett direkt ekonomiskt intresse av att, i den mån de icke anse sig ha chans till överskott, intäktsbortfallet överstiger beloppet av franchisen. Däremot finns inget principiellt skäl mot att vid sidan av ett självriskbelopp införa ett lågt franchise-belopp för ersättning efter självriskavdrag i syfte att undvika att obetydliga belopp skola behöva utbetalas. Riskpremier vid olika självrisk

Om man förutsätter, att skördevärdets frekvensfunktion är normal, kan vid given självrisk och variationskoefficient riskpremien lätt beräknas i enlighet med vad som antytts i kapitel 2. I följande tabell angivas riskpremier i % av normskördevärdet vid olika variationskoefficienter och olika självrisk i % av normskördevärdet. Riskpremier vid olika självrisk (% av normskördevärdet) Variationskoefficient Självrisk %

0 5 10 15 20 25 30 35 40

0,10

0,15

0,20

0,25

0,30

0,35

0,40

4,0 1,6 0,8 0,3 0,1

6,0

8,0

10,0

12,0

14,0

16,0

2,0 1,3 0,6 0,3

3,9 2,4 1,7 1,0 0,6

4,2 2,5 2,1 1,4 1,0 0,6

4,5 3,4 2,5 2,0 1,3

4,7 3,8 2,8 2,2

5,1 4,0 2,9

Av tabellen framgår att riskpremierna för försäkring utan självrisk äro prohibitivt stora. Vidare observeras, att om självrisken per normskördekrona = variationskoefficienten, varierar riskpremien mellan 0,8 och 2,9 %. Uträknas riskpremien med flera decimaler, är riskpremien, om självrisken = 50 variationskoefficienten (w), approximativt = — w % av normskördevärdet eller 1/12 av spridningen. Det kan visas i allmänhet och oberoende av frekvensfunktionen för skördevärdet att, om självrisken i relation till normskörden är direkt proportionell mot variationskoefficienten för skördevärdet, detta med god approximation gäller även för riskpremien (bättre vid lägre variationskoefficient). Förväntat antal skador vid olika självrisk

Under samma förutsättningar som i föregående stycke kan man lätt beräkna förväntat antal skador under 10 år vid given självrisk och variationskoefficient. I nedanstående tabell angives detta förväntade antal.

223 Förväntat

antal sk ador un der 10 år vid olika Variationskoefficient

Självrisk %

0 5 10 15 20 25 30 35 40

självrisk

0,10

0,15

0,20

0,25

0,30

0,35

0,40

5,0 3,1 1,6 0,9

5,0 3,7 2,6 1,6 0,9 0,5

5,0

5,0

5,0

5,0

5,0

3,7 2,1 1,6 1,2 0,8 0,5

2,5 2,0 1,6 1,3 0,9

2,3 1,9 1,6 1,3

2,2 1,8 1,5

3,1 2,3 1,6 1,1 0,9

Av tabellen framgår att, om självrisken per normskördekrona = variationskoefficienten, är förväntat antal skador lika för så gott som alla variationskoefficienter. Det kan visas i allmänhet och oberoende av skördevärdets frekvensfunktion att, om självrisken per normskördekrona är direkt proportionell mot variationskoefficienten för skördevärdet, förväntat antal skador under en 10 års-period med god approximation är lika i olika alternativ. Synpunkter på avvägning av självriskens storlek

Av vad som framgår ovan i avsnittet Principiell motivering för självrisk i skördeförsäkringen bör intäktsbortfallet aldrig ersättas helt. Även om intäktsbortfallet kunde mätas utan fel måste avdraget beräknas så högt, att den verkliga förlusten vid skördeskador icke överkompenseras. Vidare bör hänsyn tagas till att självrisken i tillräcklig grad kan stimulera jordbrukarnas intresse för att förebygga och begränsa skördeskada, även om de ej anse sig ha chans till överskott, i syfte att tillgodose kravet på utjämning av ickeförsäkringsbara orsaker i kollektivet. Med den motivering, som lett till utformande av ersättningsvillkoren i sjöförsäkring och företagaransvarsförsäkring, bör självrisken avvägas så, att den egentliga yrkesrisken i viss utsträckning bäres av företagarna. Vid självriskens bestämmande bör hänsyn även tagas till felen i uppskattade intäktsbortfall och riskpremie. Det retrospektiva material, på vilket till en början både normskördevärden och riskpremier, de senare för en relativt lång övergångstid, skola baseras, utgöres av sammanställning av de subjektiva skördebedömningarna för en 30 års-period. Under denna tid har jordbrukets driftsmetoder genomgått betydande förändringar. Som framhållits i den litteratur, som citerats i kapitel 8, har man också — åtminstone för vissa grödor — kunnat uppvisa viss trend i de statistiska värdena under perioden. På grund av den osäkerhet i skördebedömningarna, som framgår av det — relativt knappa — jämförelsematerial, som behandlats i kapitel 8, torde det icke vara tillrådligt att, åtminstone inte i större utsträckning, för-

224 lita sig på den trend, som skördekvantiteterna synas uppvisa. I den behandlade perioden förekommo också år med speciella avvikelser från normala förhållanden, exempelvis under 1940-talet, då vid flera tillfällen jordbruket av kända skäl saknade erforderlig arbetskraft. Även oberoende av dessa omständigheter är medeltal av 30 års-värden behäftade med rent statistiska fel, som kunna återföras på slumpmässiga variationer. Från och med 1957 komma emellertid i första hand de aktuella skördevärdena att kunna baseras på objektiva skördeuppskattningar. Även dessa äro givetvis behäftade med statistiska fel. I planen för dessa uppskattningar för 1957 har man dessutom av kostnadsskäl begränsat precisionen i stickprovsförfarandet och icke i tillräcklig grad differentierat stickproven geografiskt. Härtill kommer, som i kapitel 8 närmare behandlats, att man i de objektiva skördeuppskattningarna tills vidare måste nöja sig med uppskattningar av kvantiteten, vilket även gäller det historiska materialet, samt att i de objektiva uppskattningarna tills vidare den biologiska i stället för den tillvaratagna skörden mätes (se kapitel 8). Osäkerheten i uppskattningen av intäktsbortfallet kommer sålunda under en lång övergångsperiod att vara mycket stor, med en successivt minskad osäkerhet, i den mån uppskattningarna utbyggas. Osäkerheten i riskpremierna kan emellertid icke minskas, förrän ett tillräckligt stort material, baserat på bättre mätmetoder, föreligger. Om självrisken bestämmes mer eller mindre schablonmässigt, synas emellertid uppskattningsfelen förlora i vikt. Vid avvägande av självriskens storlek bör hänsyn även tagas till storleken av riskpremien vid olika självrisk. Utom besparingen i riskkostnader leder en högre självrisk till lägre regleringskostnader. Sistnämnda effekt kan belysas av förväntat antal skador; vid lägre antal skador reduceras regleringskostnaderna, dock icke nödvändigtvis i direkt proportion. Förväntat antal skador kan även ge en viss föreställning om försäkringens effektivitet. Om förväntat antal skador under en 10 års-period är mycket lågt, t. ex. mindre än 1, synes försäkringstagaren bära för stor del av risken; är det högt, t. ex. större än 3, får han i genomsnitt ett starkare skydd än han behöver och betalar följaktligen för hög riskpremie. Helt individuell försäkring

Vi betrakta först en brukningsenhet med en variationskoefficient (w) som ligger mellan 0,10 och 0,35. Om självrisken per normskördekrona i en helt individuell försäkring för denna brukningsenhet sättes lika med variationskoefficienten (=wb), blir förväntat antal skador under en 10 50 års-period 1,6 och riskpremien approximativt = — U)b %, d. v. s. riskpremien ligger mellan 0,8 och 2,8 % av normskördevärdet. Om en självrisk på 10 % av normskördevärdet bedömes som tillräcklig med hänsyn till uppskattningsfelen i intäktsbortfallet och avvikelsen mellan detta och den verkliga

225 förlusten, kan en sådan försäkring anses väl avvägd. (Uppskattningsfelen för hö äro antagligen betydligt högre. Det har emellertid visat sig att variationskoefficienten för hö ligger vid ca 0,25). Regeln torde emellertid inte kunna gälla om wb är mindre än 0,10, då självrisken bör vara högre än w . För wb större än 0,35, bör självrisken vara lägre än w., då eljest ersättningarna begränsas alltför hårt. Faller sålunda wb utanför det förut betraktade intervallet (0,10, 0,35) synes det lämpligt att välja 10 % självrisk för låga wb och 35 % för höga u>b. För låga wb blir riskpremien då mindre än 1 % av normskördevärdet och förväntat antal skador på en 10 års-period mindre än 1. För höga w = 0,40 blir riskpremien 4 % av normskördevärdet och förväntat antal skador under en 10 års-period 1,8. Den höga riskpremien motiveras av att vid en så hög w högre skydd är erforderligt, och ett högre skydd kostar mera. Ren, kollektiv försäkring

Vi betrakta nu en kollektiv försäkring med en självrisk av 100 px % av normskördevärdet (och ingen på ersättningen belöpande självrisk). Enligt kapitel 3 motsvarar denna för en viss brukningsenhet en individuell försäkring, för vilken ersättningen per normskördekrona utgör 100 — % Wb

av intäktsbortfallet efter avdrag av 100 — p, % av normskördevärdet (där w w är variationskoefficienten i ersättningsenheten). Detta innebär att om — w är större än 1, blir självrisken större i den individuella försäkringen än i den kollektiva och, om — är mindre än 1, blir den individuella självrisken w mindre. Vill man nu minska sannolikheten för att den effektiva genomsnittliga självrisken för en brukningsenhet blir mindre än 10 % och större än 35 %, kan man för den kollektiva rena försäkringen välja självrisken per normskördekrona, exempelvis lägst till 15 och högst till 30 % och, om w ligger mellan dessa tal, lika med w. Någon möjlighet att variera självrisken mellan brukningsenheterna föreligger ej. Detta innebär att, om w obetydligt överstiger 0,35, riskpremien kominer att överstiga 4 % av normskördevärdet; det erforderliga högre skyddet för vissa brukningsenheter tarvar högre premier (det förväntade antalet skador i en 10 års-period ligger omkring 2). Är w = 0,10, blir riskpremien 0,3 % per normskördekrona och förväntat antal skador 0,9. Skulle w vara större än 0,40 kommer försäkringsskyddet för brukningsenheter med u>b mindre än w att kunna bli onödigt stort. Individuell kombinerad försäkring

Denna diskussion talar för att man i fråga om den individuella kombinerade försäkringen enligt kapitel 4 varierar självrisken mellan olika bruk15— 708143

226 ningsenheter inom den statistiska enheten. Skulle nämligen självrisken göras konstant inom den statistiska enheten, blir effekten av självrisken i viss brukningsenhet icke blott beroende på skillnaden i skördevärdenas frekvensfunktion för de enskilda grödorna i brukningsenheten och statistiska enheten utan även på skillnaden i arealfördelning. Som framgår av kapitel 4 har den individuella kombinerade försäkringen konstruerats i syfte att eliminera effekterna av olika arealfördelning. I denna försäkring uppskattas för varje brukningsenhet en variationskoefficient på basis av arealfördelningen i brukningsenheten samt spridningen för de olika grödorna jämte sambandskoefficienter för den statistiska enheten. Kalla den sålunda uppskattade variationskoefficienten för viss brukningsenhet w*. Självrisken för den betraktade brukningsenheten bör då lämpligen bestämmas så att, om w* är mellan 0,15 och 0,30, självrisken sättes per normskördekrona = w*, och är w* lägre än 0,15, bestämmes självrisken till ett tal, som är större än w*, och om w*b är större än 0,30, sättes självrisken till ett tal, som är mindre än w*. Huruvida dessa siffergränser verkligen komma att väljas, blir beroende på den fortsatta statistiska analysen, här ha de endast valts som exempel. Motiveringen härför kan utläsas ur föregående diskussion om den kollektiva, rena försäkringen. I båda fallen har självrisken baserats på variationskoefficienter från de statistiska enheterna och icke på brukningsenhetens verkliga variationskoefficient, som icke kan mätas. Självriskens avvägning, om w* faller utanför intervallet (0,15, 0,30), bör göras beroende på vilket som är tekniskt enklast. Det tekniska förfaringssättet för beräkning av riskpremier för enskilda brukningsenheter kompliceras icke nämnvärt genom självriskens variation mellan brukningsenheter. Antingen man väljer hålkorts- eller datamaskiner för bearbetningen kan exempelvis beräkningen av riskpremier utan löpande merarbete genomföras med konstant eller mellan brukningsenheterna varierande självrisk. Härtill kominer att, sedan erfarenhet vunnits vid användning av det föreslagna systemet för självriskens bestämmande, reglerna, om så befinnes lämpligt, kunna ändras inom rätt vida gränser utan tekniska komplikationer. Det föreslagna systemet har alltså rätt goda anpassningsmöjligheter. Franchise i kombination med självrisk

En praktisk anordning för att utbetalning av oväsentliga belopp skall undvikas är att efter självriskavdraget införa en franchise med obetydligt belopp. Detta franchisebelopp kan bestämmas antingen till viss procentsats av normskördevärdet eller av spridningen och kan också sättas lika med visst belopp per hektar. Slutsatser

Av föregående diskussion framgår att, om variationskoefficienten för en gröda ligger mellan vissa tal, exempelvis 0,15 och 0,30, i en viss ersättnings-

227 enhet, självrisken, bör sättas lika med variationskoefficienten. Faller variationskoefficienten utanför detta intervall, bör självrisken per normskördekrona väljas större än w, om w är mindre än intervallets undre gräns, och mindre än w, om w är större än intervallets övre gräns. För en individuell kombinerad försäkring gäller detsamma, dock att w här ersattes med den för varje brukningsenhet uppskattade variationskoefficienten. Därutöver är det lämpligt att för ersättningen efter självriskavdrag införa en franchise. Hur självrisken skall beräknas, då w faller utanför nämnda intervall och huruvida franchisen bör utmätas i relation till normskördevärde, spridning eller areal, bör bestämmas med anknytning till det tekniska förfaringssättet för beräkningarna.

KAPITEL 11 U t f o r m n i n g a v t e k n i k för s k ö r d e f ö r s ä k r i n g e n och d i s k u s s i o n a v l å n e v e r k s a m h e t en

Premiernas fördelning på direkt- och indirektpremier Problemställning

I skördeskadeutredningens betänkande diskuteras möjligheten av ett förslag att uttaga viss del av premierna för försäkringen genom avgifter på inhemska leveranser av jordbruksprodukter. Om denna möjlighet utnyttjas uppkommer problemet att dels för den enskilde brukaren beräkna den del av premien, som direkt skall påföras denne (direktpremien), dels fördela summan av brukningsenheternas indirekt premier på de grödgrupper, för vilka avgifter skola uttagas. Härvid avses med en på viss brukningsenhet belöpande indirektpremie skillnaden mellan den totala premien och direktpremien för brukningsenheten. Principiell lösning

I bilaga L har härletts erforderliga tillämpningsformler för tekniken (sid. 371 ff). Utgångspunkt för formlerna har härvid varit den härledning, som redovisats i bilaga B:3 (sid. 266 ff). Vidare har i anslutning till kapitel 10 förutsatts, med bortseende från extremt höga och extremt låga värden på variationskoefficienten för skördevärdet, att självriskbeloppet för en brukningsenhet skall vara proportionellt emot den med brukningsenhetens arealfördelning beräknade spridningen i det med samma fördelning beräknade totala skördevärdet, vilket tills vidare antagits ha en normal frekvensfunktion. Den på en brukningsenhet belöpande totala premien kan då uttryckas som en skillnad mellan å ena sidan summan av brukningsenhetens totala premier för rena försäkringar av varje i den kombinerade försäkringen ingående grödgrupp och å andra sidan ett visst avdragsbelopp. Förstnämnda summa är direkt fördelad på grödgrupper, medan avdragsbeloppet, som beror på sambandsfunktionen för grödgruppernas skördevärden, icke låter sig orsakslogiskt fördela på grödgrupper. Det vore nu i princip riktigt att bestämma brukningsenhetens indirektpremie till belopp, som utgjorde en för alla brukningsenheter lika stor andel av summan av premierna för de rena försäkringarna. (Härvid kunde denna andel avvägas så att summa indirektpremier skulle utgöra en som lämplig bestämd andel av summa totalpremier.) En sådan bestämmelse skulle emellertid medföra en väsentlig komplikation i den tekniska beräkningen av direktpremier.

229 Förenklad metod

I bilagan har därför föreslagits en förenkling, som baseras på en konvention. Denna innebär att avdragsbeloppet för en brukningsenhet kan fördelas mellan grödgrupper i förhållande till den rena försäkringens premie för varje grödgrupp. Konventionen medför sålunda, att totalpremien kan fördelas mellan grödgrupper i samma proportioner. Direktpremierna kunna då beräknas med samma formler som totalpremierna. 1 För beräkning av avgifterna erfordras då kännedom om summan för hela landet dels av direktpremierna, dels av premierna för den rena försäkringen av varje grödgrupp. Summa indirektpremier kan då bestämmas av den första summan och fördelas mellan grödgrupper i förhållande till den senare summan för varje grödgrupp. Genomsnittlig premie per brukningsenhet

I den retrospektiva huvudundersökningen finns material, med vilket för varje stratum riskpremien för den rena försäkringen av varje grödgrupp kan beräknas. Härur erhålles riskpremien för en kombinerad försäkring baserad på arealfördelningen i stratum. Premien för ren försäkring av viss grödgrupp per arealenhet i ett stratum multiplicerad med grödgruppens areal är lika med summan av motsvarande totala premier för alla brukningsenheter i stratum. Detta gäller emellertid icke för kombinerad försäkring. Skola de i huvudundersökningen erhållna premierna per stratum användas som uppskattning av genomsnittlig premie per brukningsenhet för kombinerad försäkring, måste en korrektion vidtagas med hänsyn till olikheterna i brukningsenheternas arealfördelning. I syfte att få en uppskattning på den korrektion, som erfordras härför, har ur åtta strata, utvalda med hänsyn till strukturen i arealfördelningen, slumpvis dragits ca 80 brukningsenheter per stratum (se kapitel 12). Med utgångspunkt från arealfördelningen i var och en av dessa brukningsenheter i ett stratum och deras genomsnittliga arealfördelning kan för varje stratum i stickprovet den sökta korrektionen uppskattas. Under förutsättning att kvoten mellan korrektionen och riskpremien per stratum är någorlunda konstant inom det område, som bedömes ha samma struktur som ett undersökt stratum, kan den genomsnittliga riskpremien för kombinerad försäkring av alla brukningsenheter uppskattas. Resultaten behandlas i kapitel 12.

Låneverks amheten Skördeskadeutredningens förslag

Utredningen har till komplettering av skördeförsäkringen föreslagit, att enskild brukare efter ansökan skulle erhålla skördeskadelån ur en särskild 1 Om en viss del av totalpremierna bestridas genom statsbidrag kunna direktpremierna beräknas på samma sätt utan konventioner.

230 fond, regleringsfonden. Fonden skulle uppbyggas genom att de i kapitel 9 behandlade säkerhetstilläggen avsättas till detta ändamål. (Här bortses från om dessa tillägg i sin helhet uttagas av brukarna direkt eller i sin helhet uttages som avgifter eller slutligen beräknas till lika stor andel av direktoch indirektpremier.) Regleringsfonden skulle förvaltas av försäkringsmyndigheten och utgöra säkerhet för statens fordran på grund av förskott till försäkringen och låneverksamheten. Lånets maximumbelopp skulle i varje enskilt fall bestämmas så att summan av lånets belopp och från försäkringen eventuellt erhållen ersättning icke skulle i regel få överstiga en beräknad skördeförlust eventuellt ined vissa avdrag. Med beräknad skördeförlust skulle härvid förstås det belopp, varmed brukningsenhetens i försäkringen tillämpade normskördevärde med avdrag för självriskbeloppet må överstiga värdet av brukningsenhetens uppskattade aktuella skörd. Verklig skördeförlust

Om vid beräkningen av förlusten medelvärdet, självriskbeloppet och aktuellt skördevärde kunde baseras på det verkliga skördevärdets genomsnitt, spridning och aktuella värde för varje brukningsenhet, skulle resultatet kunna kallas verklig skördeförlust. I princip borde lånebeloppet jämte eventuellt erhållen ersättning från försäkringen uppgå till den verkliga skördeförlusten. Om en sådan regel kunde tillämpas i praktiken, skulle försäkringens likviditetsskydd i varje enskilt fall kompletteras med exakt det belopp, som erfordrades för att bereda brukaren ett effektivt likviditetsskydd vid skördeskada. Skillnaden mellan verklig och beräknad förlust beror — om man bortser från skattningsfelet i den aktuella skörden —på skillnaden mellan medelvärdet med avdrag för självriskbeloppet, baserat på verkligt och beräknat skördevärde. Är det förstnämnda mindre än det senare, blir lånebeloppet enligt förslaget större, i motsatt fall mindre än det erforderliga beloppet. Anpassning till skyddsbehovet

Med hänsyn till den med lånen förenade återbetalningsskyldigheten är det icke osannolikt att brukarna själva ålägga sig en viss begränsning i sina låneanspråk. Härigenom komma lånebeloppen jämte försäkringsersättningarna i många fall, då den verkliga förlusten är mindre än den beräknade, att ligga närmare den förra än den senare. För de fall, då den verkliga förlusten överstiger den beräknade, blir det sammanlagda likviditetsskyddet lägre än det erforderliga. Generella avdrag vid beräkning av lånens maximistorlek ge sålunda ingen bättre anpassning till det verkliga behovet. En bättre anpassning till detta behov kan endast erhållas genom något slag av diskretionär prövning i varje särskilt fall. Denna måste av administrativa skäl utformas så enkelt som möjligt. Man skulle härvid kunna begränsa sig till en bedömning av i vad mån avvikelsen mellan årets enligt försäkrings-

231 reglerna beräknade skördevärde och uppskattningen av det verkliga skördevärdet kunde återföras på olikheter i genomsnittlig avkastning och spridning för olika grödor mellan bruknings- och ersättningsenheten eller ej. Även en schematisk sådan bedömning innebär en väsentlig komplikation för administrationen. Huruvida den vinst i fråga om bättre anpassning till verkliga behovet, en sådan ordning kunde medföra, skulle bli väsentlig i jämförelse med det av prövningen föranledda merarbetet, undandrar sig utredarens bedömande. Uppskattning av genomsnittlig »årskostnad» för lånen

Genomsnittet av det belopp, som under ett år behöver disponeras för att täcka nya skördeskadelån kallas i det följ ande årskostnad för lånen (ehuru beloppet icke avser kostnader i egentlig mening). Årskostnaden är beroende av dels i vilken grad lånen utnyttjas, dels av sambandet mellan verkligt och beräknat skördemedelvärde. För att erhålla en övre och en undre gräns för maximal årskostnad ha två uppskattningar av årskostnaden verkställts (se bilaga L:B, sid. 375 ff) på basis av ytterlighetsantaganden. I det ena alternativet har antagits att lånemöjligheterna utnyttjas helt, d. v. s. att alla därtill berättigade brukare uttaga lån enligt maximiregeln samt att inget samband existerar mellan verkliga och beräknade skördevärden. I det andra alternativet antages, att låneanspråken i genomsnitt begränsas till verklig skördeförlust med avdrag av från försäkringen erhållen ersättning samt att ett starkt samband föreligger mellan verkliga och beräknade skördevärden. Det har visats att årskostnaden i första alternativet bestäms av kvoten mellan den geografiska spridningen i det verkliga skördevärdet för varje år och tidsspridningen i det beräknade skördevärdet. I det andra alternativet bestäms årskostnaden av kvoten mellan tidsspridningarna i de verkliga och beräknade skördevärdena. Om man antager att dessa kvoter för sockerbetor, som beräknats ur det i bilaga F redovisade materialet, k u n n a användas även för summan av skördevärdena för försäkrade grödgrupper, kan årskostnaden beräknas. Man erhåller då en årskostnad av 140 % av premieinkomsten i alternativ 1 och 40 % av premieinkomsten i alternativ 2. Alternativ 1 är säkert mycket orealistiskt. I verkligheten ha brukningsenheternas skördevärden inom samma stratum ett starkt samband, vilket för sockerbetor kan härledas ur den undersökning, som redovisats i bilaga F. För i huvudundersökningen medtagna grödgrupper framgår detta indirekt av det starka sambandet mellan skördevärdena i strata (se exempelvis kapitel 9, sid. 212). Skulle inget samband existera mellan verkliga och beräknade skördevärden, vore den föreslagna försäkringens effektivitet försvinnande liten. Det är därför icke överraskande att skillnaden mellan uppskattningarna är av samma storleksordning som försäkringens premieinkomst. Härtill kommer det andra antagandet i alternativ 1, nämligen att varje brukare helt utnyttjar rätten till lån av maximibeloppet. Det sannolika värdet

232 av årskostnaden ligger sålunda betydligt närmare 40 % än 140 % av premieinkomsten. Det är icke osannolikt att årskostnaden i verkligheten understiger 40 % av premierna, då summan av lånen för ett år genomsnittligt kan komma att understiga summan av verkliga skördeförluster för alla låneberättigade brukare. Storleken av erforderlig regleringsfond

För att uppskatta hur stor fond, som erfordras för att finansiera skördeskadelånen, fordras kännedom om i vilken utsträckning nya lån kan finansieras av de belopp, som i form av amortering av gamla lån komma att inflyta. Detta skulle förutsätta en analys av lånen av liknande slag, som den som beträffande ersättningar redovisats i kapitel 9. Härtill saknas material — erfarenheten av äldre stödlån kan icke utnyttjas, då de avse helt olika förhållanden än dem som komma att råda för en låneverksamhet samordnad med skördeförsäkring. Om säkerhetstillägg motsvarande 20 % av premieinkomsten årligen skulle uttagas, skulle fonden jämte upplupen ränta efter 4 % efter 10 år uppgå till 240 % av premieinkomsten, delvis placerad i skördeskadelån. Om årskostnaden uppskattas till 30—60 % av premieinkomsten, skulle fonden efter 10 år uppgå till 4—8 gånger årskostnaden. Detta förefaller som en förnuftig avvägning, dels med hänsyn till den föreslagna amorteringstiden 5 i vissa fall 10 år. Regleringsfonden kommer att komplettera utjämningsfonden, vilket beaktas i följande avsnitt. Samordningen mellan regleringsfond och utjämningsfond

Om på sätt utredningen föreslagit, låneverksamheten och försäkringsverksamheten samordnas, erfordras vissa kompletteringar av i kapitel 9 diskuterade regler för försäkringsverksamhetens fonder. Det har där framhållits, att sådana regler kunna utformas på olika sätt och att utformandet av sådana regler bör övervägas även från andra utgångspunkter än de rent försäkringsmässiga. Liksom i kapitel 9 har i det följande gjorts ett utkast till sådana regler för att belysa försäkringsmässiga synpunkter på frågan. Detta utkast är emellertid icke avsett att utgöra ett förslag utan endast att tjäna som underlag för diskussionen. För diskussionen införas följande definitioner: Vinst- och förlusträkningen för försäkringsverksamheten antages definierad som i kapitel 9. För låneverksamheten definieras i detta sammanhang »vinst- och förlusträkningen» så att som »intäkter» upptagas icke blott på året belöpande säkerhetstillägg och avkastning på regleringsfonden utan även amorteringar av äldre skördeskadelån och som »kostnader» icke blott på året och verksamhetsgrenen belöpande förvaltningskostnader utan även beloppet av under året beviljade nya skördeskadelån. Med brist för en verksamhetsgren avses förlust, som inte kan täckas av tillgängliga medel i för verksamhetsgrenen i första hand disponibla fonder d. v. s. för försäkrings-

233 verksamheten utjämnings- och återbäringsfond, för låneverksamheten regleringsfond. Brist för försäkringsverksamheten har behandlats i kapitel 9. Brist för låneverksamheten kan i första hand uppkomma under den period, som åtgår för att uppbygga regleringsfonden till belopp, som synes erforderligt, men kan även härefter uppstå på grund av slumpvisa kastningar i skördebetingelserna. Diskussion av ett alternativ för samordningen

Om brist skulle uppstå på låneverksamheten kan man närmast tänka sig att bristen i viss utsträckning täckes av disponibla medel i utjämningsfonden. Denna fond skulle då — liksom regleringsfonden — till viss del kunna redovisas i skördeskadelån. Härigenom skulle möjligheterna att tillgodose utjämningsfondens huvudsyfte inskränkas, då de i skördeskadelånen redovisade medlen i utjämningsfonden icke skulle kunna disponeras för täckande av förlust på försäkringsverksamheten. Skördeskadelånen bli nämligen delvis bundna under amorteringstiden, vilken i vissa fall kan utsträckas till tio år. Härtill kommer att uppskov med amortering i första hand skulle förekomma vid skördeskador. Konsekvensen av en sådan ordning skulle sålunda bli att i vissa fall för försäkringsrörelsen erfordras förskott av statsmedel, vilka antineen icke varit erforderliga eller skulle ha uppgått till mindre belopp, om ingen del av fonden redovisats med skördeskadelån. Diskussion av ett annat alternativ

Av flera skäl förefaller det välbetänkt att utforma reglerna för samordningen med hänsyn till att fonderna för utjämning av sådana kastningar bli så stora som möjligt. Det synes därför utredaren som en klar gränsdragning mellan verksamhetsgrenarna skulle icke blott bidraga till klarare redovisning utan även ge bättre möjligheter för sådan utjämning. Om man vill undvika differentiering av statsgarantin på verksamhetsgrenar, innebärande att förskott av statsmedel för täckande av förlust i en verksamhetsgren skulle utgå, oavsett om medel finnas disponibla i den andra verksamhetsgrenens fonder, skulle följande regelsystem kunna visa sig ändamålsenligt. Brist, som uppstår på en verksamhetsgren, skall täckas av disponibla medel i den andra verksamhetsgrenens fonder. Härvid skall bidraget till täckande av bristen upptagas som fordran i den bidragsgivande verksamhetsgrenen och som skuld i den andra. Utjämningsfonden skall dock med exempelvis högst 20 % kunna redovisas som fordran på låneverksamheten och regleringsfonden med exempelvis högst 50 % som fordran på försäkringsverksamheten. Efter sådan disposition kvarstående brist skall täckas av förskott av statsmedel. Uppkommer något år vinst (enligt ovan definierad »vinst och förlusträkning») på en verksamhetsgren, skall, om för verksamhetsgrenen skuld till staten föreligger, amortering eller slutbetalning av skulden ske. Av

234 därefter kvarstående vinst skall, om för verksamhetsgrenen skuld till den andra verksamhetsgrenen föreligger, denna skuld slutregleras. Om samordningen mellan verksamhetsgrenarna upphör, skall i första hand eventuellt kvarstående skuld till staten på grund av förskott till försäkringen eller låneverksamheten täckas av regleringsfonden. Härefter utj ä m n a s verksamhetsgrenarnas inbördes skulder och fordringar. Enligt detta utkast skulle utjämningsfonden icke till viss del redovisas i skördeskadelån. Det torde kunna förutsättas, att bidrag till regleringsfonden enligt utkastet skulle amorteras snabbare än lånen. Härigenom och genom att i vissa fall försäkringsverksamheten k a n erhålla bidrag för täckande av brist från regleringsfonden, kommer denna att, bättre än genom de i första alternativet diskuterade reglerna, komplettera utjämningsfonden. Vidare komina såväl kostnaderna för förvaltning av skördeskadelånen och eventuella förluster vid avskrivna lån att direkt belasta låneverksamheten.

Modifikationer av premie- och ersättningsberäkningar Olika slag av modifikationer

I avsnitt A av bilaga L (sid. 372) har vid härledningen av formlerna för spridningen antagits, att skördevärdets frekvensfunktion är normal samt bortsetts från dels att självrisken i vissa fall enligt kapitel 10 blir för låg eller för hög, om den sättes lika med variationskoefficienten, dels att de statistiska uppskattningarna av normskördevärde och variationskoefficient i vissa fall tarva en korrektion enligt kapitel 8. Vidare har heller icke de modifikationer i formlerna beaktats, som föranledas av att potatisen i undersökningen sammanslagits till en enda grödgrupp med geografisk fördelning av normpriset på tre områden med hänsyn till olika genomsnittlig arealfördelning (bilaga H, sid. 329). Det återstår också att diskutera tillämpningen av de värderingsprinciper, som angivits i kapitel 6, vilka modifikationer, som betingas av en uppdelning av premieenheterna på flera ersättningsenheter samt slutligen huruvida premierna skola förses med säkerhetsbelastning. I det följande redogöres för alla dessa problem. De modifikationer, som härvid komma i fråga kunna antingen vara beroende eller oberoende av den enskilda brukningsenhetens arealfördelning. Sistnämnda modifikationer kunna beräknas för varje premie-, respektive ersättningsenhet före de beräkningar, som avse premie för respektive ersättning till enskilda brukningsenheter. På denna grund leunna de genomföras praktiskt taget utan merarbete. De förra modifikationerna komma visserligen att i det s. k. programmet för bearbetning i elektronisk datamaskin förorsaka mindre komplikationer. Är programmet en gång upplagt, kunna löpande beräkningar dock genomföras utan ökning av arbetstiden.

235 Modifikationer beroende på brukningsenhetens arealfördelning

Då det visat sig att den schematiska sammanslagningen av mat- och fabrikspotatis lett till normskördevärden och spridningar, som oregelbundet variera mellan områdena, har en särskild undersökning av arealfördelningen i olika strata med material, som ställts till förfogande av jordbruksnämnden, företagits. Undersökningen, som redovisas i det följande (kapitel 12, sid. 256) har möjliggjort en uppskattning av normskördevärdena för mat- och fabrikspotatis var för sig. Härigenom har den övervägande delen av oregelbundenheterna i den geografiska fördelningen av normskördevärdena i huvudundersökningen k u n n a t förklaras. Beträffande variationskoefficienten, som utgör en kvot mellan spridningen och normskördevärdet, har skillnaden i pris mellan mat- och fabrikspotatis ingen vikt. I princip kan alltså spridningen för mat- och fabrikspotatis var för sig erhållas genom multiplikation av variationskoefficienten för potatis enligt huvudundersökningen med de i specialundersökningen uppskattade normskördevärdena för matrespektive fabrikspotatis. Av formeltekniska skäl föreslås i bilaga L (sid. 381), att för varje brukningsenhet det totala normskördevärdet för potatis först beräknas som summan av de totala normskördevärdena av mat- och fabrikspotatis var för sig och spridningen för potatis genom att denna summa multipliceras med variationskoefficienten för potatis. I beräkningen av aktuella skördevärden skall mat- och fabrikspotatis behandlas som skilda grödgrupper. Liknande modifikationer skulle kunna anses befogade även för andra grödgrupper, exempelvis baljväxter och oljeväxter. Den statistiska analysen av baljväxter har visat, att materialet under 30 års-perioden är otillräckligt för uppskattning av genomsnittlig avkastning och variabilitet. Baljväxterna ha därför slopats som representantgröda. I fråga om oljeväxter, som icke bearbetats i undersökningen, har ett material av ganska liten omfattning ställts till förfogande från Svalöf. Härtill kommer, att detta material, som utvalts med hänsyn till att få så långa tidsserier som möjligt, avser numera icke ofta odlade växtsorter. Enligt professor Åkerberg ha dessa sorter sannolikt större variabilitet än nu i allmänhet odlade sorter. Med hänsyn till dessa omständigheter ha de olika oljeväxtslagen sammanvägts med arealfördelningen till en enda grödgrupp. Frågan om en differentiering kan senare bli aktuell; problemet berör även andra grödgrupper i försäkringen, omfattande andra grödor än representantgrödor med från dessa starkt avvikande skördevärden. En annan modifikation, som beror av varje brukningsenhets arealfördelning, har föreslagits till användning i det fall, att oljeväxternas spridning efter eventuellt företagen korrektion enligt ett följande avsnitt skulle medföra ett för högt självriskbelopp i den kombinerade försäkringen för brukningsenheten, om en stor del av arealen är besådd med oljeväxter. Denna modifikation avser en reduktion av självrisken i förhållande till oljeväxternas

236 relativa andel i spridningen för totalt beräknat skördevärde för varje brukningsenhet. Reduktionen av det självriskbelopp, som användes vid ersättningens beräkning, kommer, som framgår av kapitel 10, att motsvaras av en förhöjning av den på oljeväxterna belöpande andelen av premien. Metoder för av brukningsenhetens arealfördelning oberoende modifikationer

Alla här avsedda modifikationer kunna återföras på en korrektion av endera normskördevärden eller variationskoefficienter eller slutligen av både normskördevärden och variationskoefficienter samtidigt. För sådana korrektioner har i bilaga L (sid. 377 ff) föreslagits två olika metoder, här kallade metod A och B, där metod A föreslagits för vissa modifikationer och metod B för andra. För det fall att viss korrektion, som i bilaga L behandlats enligt den ena metoden, skall utföras enligt den andra, kan en sådan förändring av tekniken lätt genomföras. Metod A innebär att både riskpremie och ersättning beräknas med användande av korrigerade normskördevärden respektive variationskoefficienter. Metod B innebär att både riskpremie och ersättning beräknas med ej korrigerade normskördevärden, i fall endast dessa ha ändrats, men med modifierade aktuella skördevärden. På samma sätt skola premier och ersättningar beräknas med ej korrigerade variationskoefficienter, om dessa ha ändrats, och med modifierade aktuella skördevärden och normskördevärden. Med hänsyn till den principiella skillnaden mellan de båda metoderna med avseende på självrisken skola de båda metoderna belysas här nedan med ett exempel. Avser korrektionen av normskördevärdet och/eller variationskoefficienten en förhöjning, innebär metod B en ökning, i motsatt fall en minskning av det totala självriskbeloppet. Då självriskbeloppet ökar respektive minskar, är premien enligt metod B lägre respektive högre än enligt metod A. Exempel, som belyser metod A och B

Vi betrakta först en ren försäkring av viss grödgrupp, för vilken v respektive w utgör uppskattat normskördevärde, respektive variationskoefficient. Antag nu att normskördevärdet skall ökas med t. ex. 4 %. Metod A innebär nu att riskpremien ökas med 4 % och ersättningen beräknas enligt formeln 1,04 v (1 — w) —v, där v är det aktuella skördevärdet. Metod B innebär däremot att riskpremien förblir oförändrad, varför ersättningen enligt metod A skall divideras med 1,04, resultatet blir v (1 — w) —• 1,04 Med liknande härledning blir ersättningen enligt metod B, om variationskoefficienten skall ökas med t. ex. 14 %, lika med

v

v

— w v. Denna 1,14 härledning gäller exakt för kombinerad försäkring om korrektionerna äro lika stora för alla grödgrupper. Om hänsyn tages till det antagande, som införts i avsnittet Förenklad metod i början av detta kapitel, nämligen att premien för kombinerad försäkring i sin helhet kan fördelas mellan olika

237 grödgrupper i förhållande till premien för en ren försäkring av varje grödgrupp, gäller härledningen approximativt för kombinerad försäkring även om korrektionsfaktorerna äro olika för olika grödgrupper. För belysning av ersättningens känslighet för de antagna korrektionerna beräknas dessa korrektioner per arealenhet, under antagande av att v = 450 kr/ha, w — 0,15 och v för visst år är 350 kr/ha. En höjning av enbart det totala normskördevärdet med 4 % medför en ändring av ersättningen från 32: 50 kr/ha till 47: 80 kr/ha för metod A och till 45 kr/ha för metod B, och om riskpremien per normskördekrona är 0,0135, ger metod A en riskpremie av 6: 32 kr/ha och metod B en riskpremie av 6: 08 kr/ha. Motsvarande siffror för en höjning av enbart variationskoefficienten för det totala skördevärdet med 14 % ger en ändring av ersättningen från 32: 50 kr/ha till 22: 80 kr/ha för metod A och till 20 kr/ha för metod B, medan premierna bli för metod A 6: 93 kr/ha och för metod B 6: 08 kr/ha. Skillnaden mellan ersättningarna enligt metod A och B bli i båda exemplen 2: 80 kr/ha, medan skillnaden mellan ersättningarna efter och före korrektion enligt metod B blir + 12: 50 kr/ha vid höjning av normskördevärdet med 4 % och — 12: 50 kr/ha vid en höjning av variationskoefficienten med 74 %. Då korrektion vid en procentuell ändring av normskördevärdet uppgår till ungefär samma procenttal av det aktuella skördevärdet och korrektion vid procentuell ändring av variationskoefficienten uppgår till ungefär samma procenttal av avvikelsen i det aktuella skördevärdet från normskördevärdet, är ersättningen väsentligt känsligare för ändringar i normskördevärdet än i variationskoefficienten. Avvikelsen i det aktuella skördevärdet torde i regel understiga 25 % av normskördevärdet. Detta innebär att den numeriska effekten av en procentuell ändring av normskördevärdet på ersättningen i regel är minst tre gånger så stor som av en procentuellt lika stor ändring av variationskoefficienten. I genomsnitt blir den större känsligheten ännu mer markerad, då små avvikelser ha större sannolikhet än stora, speciellt då skördevärdets frekvensfunktion icke avviker mycket från den normala (jfr figuren sid. 197).

Modifikation betingad av avvikelse från normal frekvensfunktion

Av diagram M:6—15 (sid. 426—435) framgår att riskpremien per normskördekrona för en ren försäkring av grödgrupperna fodersäd, potatis och hö, beräknad som genomsnittlig ersättning under 30 år med 30 års-medelvärdet som normskördevärde, kan med god approximation beräknas under förutsättning att skördevärdet har en normal frekvensfunktion. Detsamma gäller för de s. k. trendriskpremierna för ren försäkring av sockerbetor, där trendriskpremierna utgör medelvärdet av för de tre i 30 års-perioden ingående 10 års-perioderna beräknade premierna med respektive 10 års-medelvärden som normskördevärden. För höstsäd och vårsäd är däremot de en-

238 ligt båda metoderna uppskattade riskpremierna högre än de, som med den statistiskt bestämda variationskoefficienten beräknas på basis av en normal frekvensfunktion för skördevärdet. 1 I diagram M:6 (sid. 426) ha de ur materialet bestämda riskpremierna per normskördekrona vid en självrisk av 20 % inlagts som punkter över de statistiskt bestämda variationskoefficienterna, medan det av den normala frekvensfunktionen härledda sambandet mellan riskpremie och variationskoefficient åskådliggöres med en kurva. Den punkt, som anger riskpremien vid en variationskoefficient av 0,20, ligger på samma nivå som kurvan vid en variationskoefficient av ca 0,23. För 20 % självrisk kan sålunda riskpremien för en ren försäkring beräknas på basis av en modifierad variationskoefficient av 0,23 och med den normala frekvensfunktionen för skördevärdet. Detta innebär, att den modifikation, som avser avvikelsen från normal frekvensfunktion för en grödgrupp, är återförd på en korrektion av variationskoefficienten. Då i huvudundersökningen riskpremien beräknats endast för försäkringar med av variationskoefficienten oberoende självrisk, måste den erforderliga korrektionen för andra värden på variationskoefficienten uppskattas genom utjämning av skillnaderna mellan riskpremierna för lika stora variationskoefficienter i diagram M:6 i stället för skillnaderna mellan variationskoefficienterna för lika stora riskpremier (se kapitel 12). Denna metod att korrigera för avvikelser i frekvensfunktionen från den normala har en något annan form än den, som härletts i bilaga B (sid. 268). Principiellt sett är skillnaden icke stor. — Då motiveringen till att självrisken inom vissa gränser valts lika med variationskoefficienten baserats på antagandet, att skördevärdets frekvensfunktion är normal, är det naturligt att för här avsedda grödgrupper basera självrisken på den modifierade variationskoefficienten, vilken blir ca 1/8 högre än den statistiskt bestämda. För beräkning av premier och ersättningar med denna modifikation har i bilaga L föreslagits metod A (sid. 378). De med oljeväxtodlingen förenade speciella riskerna gör det sannolikt, att även för denna grödgrupp riskpremierna skola beräknas högre än de, som erhållas på basis av den normala frekvensfunktionen, d. v. s. de statistiskt beräknade variationskoefficienterna ersattes med modifierade variationskoefficienter. Som ovan antytts, är det icke osannolikt att de förra äro att betrakta som för höga i relation till nu mest förekommande sorters variabilitet. Med hänsyn härtill kan det övervägas om modifikationen av variationskoefficienten för oljeväxter bör få anstå till dess att nytt material hunnit bearbetas. (I detta sammanhang bör ställning även tagas till en eventuell differentiering av normskördevärdena på olika oljeväxtsorter). På grund av att den modifierade variationskoefficienten kommer att medföra en högre självrisk, om denna under alla förhållanden göres lika med den modifierade variationskoefficienten, har ovan behandlade modifikation av 1 Diskussionen genomföres här för höstsäd. På motsvarande sätt erhålles för vårsäd en modifierad variationskoefficient, som är ca x / 6 högre än den statistiskt bestämda.

239 självrisken föreslagits, vilken innebär en reduktion till lägst den ej modifierade variationskoefficienten. Skulle variationskoefficienten för oljeväxter icke modifieras, antingen på grund av här avsedd avvikelse eller på grund av säkerhetsbelastning (se nedan), blir den föreslagna reduktionen av självrisken ej erforderlig.

Tillämpning av i kapitel 6 diskuterade synpunkter på skördens värdering Prisets allmänna samband med skördeutfall och marknadsvariabler

Av bilaga D, som refererats i kapitel 6 (sid. 279 ff. resp. 185), framgår att man med ledning av olika statistiska undersökningar kan antaga att priset på en enhetlig jordbruksprodukt vid viss tidpunkt kan approximativt uttryckas som en produkt av en faktor, som är oberoende av skördeutfallet men beror av ett flertal andra variabler, vilka här kallas marknadsvariabler, och en annan faktor, som beror på skördeutfallet mätt med kvantitet och kvalitet, men är oberoende av marknadsvariablerna. I den retrospektiva prisundersökningen (bilaga E, sid. 286 ff) visades, att detta gäller för den svenska prisutvecklingen för vissa jordbruksprodukter under vissa perioder. Kvalitetens inflytande kunde dock ej belysas med det i undersökningen behandlade materialet. En följd av detta allmänna uttalande om prisets beroende av marknadsvariabler och skördeutfall, är att kvoten av till samma tidpunkt hänförligt aktuellt skördevärde och normalt skördevärde är oberoende av vilken tidpunkt (respektive vilken kombination av marknadsvariabler) värderingarna avse. Normskörden bör alltså värderas med ett pris, som så nära som möjligt ansluter sig till det pris, som skulle erhållas vid normalt skördeutfall, och med de värden på marknadsvariablerna, som gälla vid den tidpunkt, för vilken värderingspriset för den aktuella skörden beräknats. Vid differentiering av värderingspriserna på områden med hänsyn till olikheter i skördeutfall, eventuellt även distributionskostnader och/eller transporttillägg samt vid justering av säsongvariationer är det också väsentligt, att värderingspriserna för normskörden och för aktuell skörd bli fullt jämförbara. Speciella antaganden om sambandsfunktionen

I huvudundersökningen uppskattades variationskoefficienter och normskördevärden på mycket speciella antaganden om prisvariationen. Variationskoefficienterna äro starkt beroende av dessa antaganden, vilket framgår av nedanstående tabell över genomsnittliga riskpremier per stratum för ren försäkring av vissa grödgrupper med 20 % självrisk, dels med i kapitel 6 angivna priskorrektion, dels utan sådan korrektion, d. v. s. att värderingspriserna antagits oberoende av skördeutfallet. Skillnaderna i normskördevärden med och utan priskorrektion äro av betydligt lägre storleksordning.

240 Genomsnittliga

riskpremier

vid 20 % självrisk per

stratum

Höstsäd

Vårsäd

Fodersäd

Potatis

Sockerbetor

Hö

1 2 3 4

30,6 27,3 40,2 13,4

19,1 17,3 16,8 26,1

Utan priskorrektion 9,8 18,2 8.5 23,7 11.7 35,8 14.8 21,8

3,6 11,2 16,3

33,7 30,1 34,7 12,3

1 2 3 4

24,1 22,2 38,5 12,2

15,9 14,1 13,8 24,9

Med priskorrektion 3,3 11,5 4,1 15,8 5.6 27,3 14,6 20,6

3,9 10,8 15,9

16,7 14,1 18,8 11,7

— e

0,2

0,2

0,2

0,7

Landsdel

0,7

0,6

Korrektionsfaktorn utgjorde en potens = e av kvoten mellan hektarskörden för varje år och enligt bilaga H bestämd normskörd per ha. (Se bilaga D). Modifikationer på grund av värderingen

Till dess att nytt erfarenhetsmaterial om prisutvecklingen hunnit samlas, måste man för närvarande anse de på de priskorrigerade skördevärdena erhållna uppskattningarna som de bästa, vilka stå till buds. Då, efter vad som ovan framhållits, ersättningarnas känslighet för fel i variationskoefficienterna är obetydlig i förhållande till effekten av procentuella fel i normskördevärdena, är det fördelaktigt att de senare äro mindre beroende av antagandena vid priskorrektionen än de förra. Skulle nytt material föranleda modifikationer i antagandena, kunna de variationskoefficienter, som baserats på de priskorrigerade värdena, schematiskt korrigeras genom exempelvis linear interpolation av skördevärdena mellan dem som beräknas med och utan priskorrektion. Om det aktuella skördevärdet baseras på aktuellt pris vid tiden för beräkning av ersättningarna, skall normpriset enligt ovan avse samma tidpunkt. Sker premieberäkningen på sommaren, måste alltså normpriset för beräkning av riskpremien baseras på en prognos av marknadsvariablerna avseende tidpunkten för skörden. Sker däremot premiedebiteringen på hösten, skulle normpriset kunna fastställas med kännedom om dessa variabler. Med hänsyn till svårigheten att i så fall bortse från skördebedömningen den 15 juli torde det vara lämpligt att bestämma normpriset genom prognos, även om premieberäkningen uppskjutes till hösten. För en sådan ändring talar exempelvis att vid samtidig beräkning av premier och ersättningar vissa förenklingar kunna vinnas. Vidare kan premien för ersättningsberättigade brukare avräknas mot ersättningen. För övriga brukare k a n en förskjutning av premiebetalningen till en tidpunkt, då inkomsterna för skörden börja inflyta, vara av betydelse. För försäkringsmyndigheten kunna dessa omständigheter

241 medverka till att arbetet med kontroll av premiebetalningen underlättas genom att premierna snabbare inbetalas. I varje fall skulle det vara fördelaktigt att uppskjuta detta arbete till en period, då årets övriga löpande uppgifter ha slutförts. Vid en sådan ordning skulle tiden från det att arealuppgifterna inkommit i början av sommaren kunna utnyttjas för en noggrann förberedelse av både premie- och ersättningsberäkningen. Som framgår av appendix till bilaga L, som innehåller en diskussion av de arbeten, som avse bl. a. premiernas och ersättningarnas beräkning, blir arbetsbelastningen på skördeskadebyrån särskilt stor vid premidebitering på sommaren, Om premidebitering uppskötes till tiden strax före bearbetningen av skördeuppskattningarna, skulle längre tid stå till förfogande för förberedelser av denna. Härigenom skulle arbetet sannolikt kunna rationaliseras väsentligt. Med bortseende från möjligheten av prognosfel vid fastställande av normpriserna, böra av värderingen betingade modifikationer av premier och ersättningar ske enligt metod A, d. v. s. riskpremien baseras på spridningen för varje grödgrupp, beräknad som produkten av årets normskördevärde med den för eventuella modifikationer av antagandena om prisutvecklingen korrigerade variationskoefficienten. Ersättningen beräknas med årets totala normskördevärden, aktuella skördevärden baserade på årets aktuella priser och spridningen i det totala skördevärdet som självriskbelopp. Vid debitering på sommaren beräknas härvid normskördevärden med normpris enligt prognosen. På grund av att effekten av ett 4 % prognosfel på ersättningen enligt ovan är för stor för att kunna försummas, måste prognosvärdena omprövas på hösten, särskilt om någon oförutsedd händelse inträffat, som plötsligt förändrat marknadsvariablerna, exempelvis en skärpning av importbegränsningen i september. Denna omprövning behöver icke göras noggrannare än att normpriset bestämmes på 1 % när. Vid omprövningen skall hänsyn tagas till att ändringen i marknadsvariablerna kan ha olika påverkat i grödgrupp ingående grödor. Av prognosfelet betingad modifikation måste, om man vill undgå en arbetskrävande premiereglering med alla brukare, ske enligt metod B. Korrektionen för prognosfel får då formen av en modifikation av det aktuella skördevärdet, vartill hänsyn tagits i arbetsformlerna i bilaga L: G. I princip innebär modifikationen att den aktuella skörden värderas med ett pris, som hänför sig till den kombination av marknadsvariabler, som motsvarar prognosen av normpriset. Uppdelning av premieenheter Utjämningsområden och premieenheter

I kapitel 12 (sid. 255 ff) redovisas i detalj för utjämning av normskördevärden, variationskoefficienter samt korrelationskoefficienter. Utjämning av normskördevärden och variationskoefficienter för höstsäd, vårsäd, foder16— 708143

242 säd, potatis, sockerbetor och hö har verkställts i 38 utjämningsområden. För oljeväxter har utjämning av normskördevärden och variationskoefficienter skett i 5 utjämningsområden. De så erhållna utjämnade värdena för oljeväxter ha genom ett approximativt förfarande fördelats på de 38 utjämningsområdena för övriga grödgrupper. För korrelationskoefficienter mellan övriga grödor och fodersäd har indelningen i utjämningsområden valts olika för de olika korrelationskoefficienterna. De olika utjämningsområdena för korrelationskoefficienter sammanställdes till grupper av strata med endast en serie av de sex korrelationskoefficienterna. De sammanställda gruppernas antal var 14. Premieenheterna definieras sedan genom sammanställning av de 38 utjämningsområdena för normskördevärden och variationskoefficienter med de 14 utjämningsområdena för korrelationskoefficienter. Indelningen i premieenheter framgår av plansch M:45 och M:46 (sid. 465—466). På planscherna har varje premieenhet betecknats med fyra siffror, där de två första avse de 38 och de två sista de 14 utjämningsområdena. En serie av till premieenheten hörande normskördevärden, variationskoefficienter och korrelationskoefficienter kallas premieenhetens parametrar. (Detaljerna framgå av kapitel 12.) Ersättningsenheter

Om vi utgå från att till en början varje geografiskt sammanhängande område inom en premieenhet skall vara ersättningsenhet, 1 kan uppdelning på flera ersättningsenheter av ett sådant område ske, så snart tämligen kort tids erfarenhet visar en uppdelning vara befogad. En sådan uppdelning föranleder en modifikation med hänsyn till olikheter i normskördevärden och eventuellt variationskoefficienter mellan de nya ersättningsenheterna. En differentiering av normskördevärdena mellan de nya ersättningsenheterna kan företagas med hjälp av outjämnade normskördevärden i den retrospektiva undersökningen och med utnyttjande av nytt material från objektiva skördeuppskattningar samt jämförelse mellan dessa och ombudens skördeuppskattningar. Det äldre materialet kan bättre utnyttjas genom sammanställning med annat material. För sådana sammanställningar kan det omfattande kartotek av hålkort, som sammanställts för denna utredning, underlätta en fördjupad analys. En motsvarande differentiering av variationskoefficienterna kan ske på liknande sätt. Den relativt låga effekten av ett procentuellt fel i variationskoefficienten gör en sådan differentiering mindre nödvändig än differentieringen av normskördevärdena. Olikheterna mellan de aktuella skördevärdena mellan strata inom samma premieenhet kunna emellertid vara större än skillnaden mellan motsvarande 1 Härvid förutsattes, att normskördevärden och eventuellt variationskoefficienter för utjämningsområdena differentierats på sådana ersättningsenheter.

243 normskördevärden. Därför kan det med hänsyn till effektiviteten bli nödvändigt att uppdela en premieenhet i flera ersättningsenheter redan under försäkringens första år. Om vid denna tidpunkt ingen erfarenhet föreligger, som med någorlunda säkerhet möjliggör differentiering av normskördevärdet för premieenheten på ersättningsenheter, komina normskördevärdena för ersättningsenheterna icke att motsvara de aktuella skördevärdena. Om felet i en ersättningsenhets normskördevärde uppgår till viss procent av detta värde, blir felet i ersättningen, efter vad som ovan anförts om metod B, lika med samma procent av det aktuella skördevärdet. Modifikationer på grund av uppdelningen på ersättningsenheter

Då det för beräkningen av premier är av väsentlig betydelse att antalet premieenheter göres litet, åtminstone för alternativ 2—3 i appendix till bilaga L, bör differentieringen av premieenhetens parametrar icke föranleda utökning av antalet premieenheter. Av uppdelningen betingade modifikationer böra därför göras enligt metod B. Detta innebär en modifikation av aktuella skördevärden och av normskördevärden vid beräkning av ersättningen. Om endast normskördevärdet differentieras, innebär modifikationen av det aktuella skördevärdet, att detta värde, uppfattat som en produkt av två faktorer, den ena beroende av årets och den andra av de genomsnittliga skördebetingelserna, omräknas att motsvara den kombination av de genomsnittliga skördebetingelserna, som ingår i beräkningen av normskördevärdet. Analogin med korrektionen för prognosfel är uppenbar. 1 I arbetsformlerna i bilaga L har differentiering av endast normskördevärdet förutsatts vid uppdelning av premieenheter. Vill man generalisera dessa formler för differentiering även av variationskoefficienter, erfordras endast en utökning av korrektionsfaktorerna för normskördevärdena med ytterligare en för varje grödgrupp. I princip innebär differentieringen av normskördevärdena på ersättningsenheter, att dessa även bli normskördeenhetcr. Då i det praktiska räknearbetet ersättningen baseras på premieenhetens normskördevärden (eventuellt modifierade med hänsyn till en differentierad variationskoefficient) i stället för på de differentierade normskördevärdena, medan skillnaden mellan de differentierade normskördevärdena och de som ingå i premieenhetens parametrar inverkar på beräkningen av det aktuella skördevärdet, saknas anledning att i tillämpningen använda termen normskördeenhet. I bilaga L kallas även de modifierade aktuella skördevärdena för parametrar. De kunna sägas utgöra ersättningsenhetens parametrar. Om vid uppdelning av premieenheter även variationskoefficienter differentieras, innebär detta, att de modifierade normskördevärdena även bli parametrar för ersättningsenheten. För de maskinella arbetena äro dessa distinktioner väsentliga. 1 I definitionen av det aktuella skördevärdet i bilaga L:G har inlagts den korrektionsfaktor, som här avses, med hänvisning till detta kapitel.

244 Korrektioner enligt kapitel 8, säkerhetsbelastning och tillämpning av i kapitel 10 framförda synpunkter på avvägning av självrisken Korrektioner enligt kapitel 8

I kapitel 8 refereras en jämförelse mellan skördeuppskattningar enligt objektiva och subjektiva metoder. Materialet för denna jämförelse är knapphändigt. Dock kan beträffande normskördevärdet för sockerbetor påvisas en statistiskt säkerställd underskattning i gillesombudens skördeuppskattningar med 8 % ; jämförelserna för stråsäd antyda en underskattning av samma storleksordning. De variationskoefficienter, som motsvara tidsspridningarna, kunde endast jämföras för sockerbetor, den på gillesombudens skördeuppskattning grundade variationskoefficienten var underskattad med 6 %, skillnaden var ej statistiskt säkerställd. Det förslag till korrektion baserat på dessa värden, som angives i kapitel 8, är enligt metod A likvärdigt med en höjning av premien med 14 % och beräkning av ersättningen med ett med 8 % höjt normskördevärde. Enligt metod B skulle däremot riskpremien ej höjas, medan ersättningen baseras på ett ca 6 % lägre normskördevärde och ca 14 % lägre aktuellt skördevärde. Efter vad som framhållits om inverkan av korrektion av normskördevärde och variationskoefficient, kommer korrektionen för normskördevärdet i detta fall att förorsaka en väsentligt högre ökning av ersättningen enligt metod B än den minskning, som förorsakas av korrektionen i variationskoefficienten. Självriskbeloppet i ersättningsformeln räknas i metod A med den höjda, i metod B med den ej höjda spridningen. Trots detta är självriskbeloppet i metod B i princip högre än i metod A. Ersättningsformeln i metod B k a n nämligen omformas, så att den får samma form som i kapitel 2 i avsnittet Kollektiv ren försäkring (sid. 160), nämligen e = (1 —p 0 ) [(1 — p ^ v— v], där e är ersättningen per arealenhet, v det med 8 % höjda normskördevärdet, v det aktuella skördevärdet, pt är den med 6 % höjda variationskoefficienten och p2 = 0,125. För metod A gäller för ersättningen samma formel med p2 = 0. Det bör observeras, att en korrektion enligt metod B medför ökning av självriskavdraget endast då korrektionen avser förhöjning. I tidigare avsnitt behandlade korrektioner enligt metod B, nämligen för avvikelser i normskördevärdet på grund av prognosfel eller på grund av differentiering på ersättningsenheter, kunna gå i båda riktningarna. Den metodik, som skall tillämpas i beräkningarna, behandlas här nedan i ett särskilt avsnitt. Säkerhetsbelastning

Om det vore möjligt att bestämma riskpremien exakt, så skulle det, under en mycket lång period utan väsentliga av tidsutvecklingen beroende förändringar, såväl i avseende på klimat som på driftsmetoder i jordbruket,

245 och under förutsättning att värderingen av skördevärden och riskpremier på ett tillfredsställande sätt kunde anpassas till utvecklingen av marknadsvariablerna, kunna förväntas, att summa skador och premier under perioden så småningom skulle utjämnas. Riskpremien under ett år kunde i den i bilaga C (sid. 269) behandlade modellen beräknas exakt. Den angives under beteckningen r 0 i tabell 2 (sid. 272) i bilagan, medan i tabell 3 i samma bilaga angives summa ersättningar för den ogynnsammaste 5 årsperioden utvald ur en period av femtio år med helt slumpvist valda skördevärden. Av tabellerna framgår, att summa ersättningar för denna 5 årsperiod mer än fem gånger överstiger summa premier baserade på r 0 för samma period. Analysen i kapitel 9 visar också att även om de i början av detta avsnitt givna ytterst orealistiska förutsättningarna vore uppfyllda, skulle slumpvisa kastningar i riskförloppet, av icke alltför låg grad av sannolikhet, medföra väsentliga rubbningar i försäkringens ekonomi. Med hänsyn endast härtill har i kapitel 9 föreslagits att riskpremierna skola belastas med ett säkerhetstillägg av 10 %. Det är också detta säkerhetstillägg, som avses i de avsnitt av detta kapitel, som behandla frågan om regleringsfonden som kompletteringav utjämningsfonden. Låter man detta säkerhetstillägg ingå i regleringsfonden, innebär det, att man låter statsgarantin övertaga risken för slumpvisa kastningar och för tidstrend i riskförloppet, utöver vad som kan täckas av utjämningsfonden och — i begränsad utsträckning — av regleringsfonden. Staten kan alltså sägas återförsäkra här förevarande risk med en återförsäkring av den typ, som kallas bokslutsåterförsäkring. För att beräkna den teoretiska premien för en sådan återförsäkring skulle erfordras en mycket detaljerad kännedom om riskens förlopp, vilket i en försäkring med så omfattande och variabla risker som allrisk-skördeförsäkring sannolikt icke någonsin kan erhållas. I stället för återförsäkringspremien skulle regleringsfonden utgöra säkerhet för förskott av statsmedel till försäkring och låneverksamhet. Enligt utredarens uppfattning kan det, under de allmänna förutsättningar, som angivits i kapitel 1 av denna försäkringstekniska utredning, anses vara ett tillräckligt stort intresse för det allmänna att på detta sätt ge stöd åt skördeförsäkringen. Under dessa förutsättningar kan det försvaras att förfara på det sätt, som ovan angivits. 1 En säkerhetsbelastning av riskpremierna kan emellertid motiveras, utom med behovet av utjämning av stora slumpvisa kastningar i riskförloppet, även med osäkerheten i de uppskattade riskpremierna. I tabell 2 i förut citerad bilaga C sammanställas de teoretiska riskpremierna, r0, bl. a. med uppskattade riskpremier, r2, baserade på variationskoefficienter, som beräknats på 30 års skördevärden, vilka valts helt slumpmässigt. Tabellen visar att r0 är 1

I kapitel 9 har förutsatts att en utjämningsfond på 100 miljoner kronor disponeras vid försäkringens start. Blir så ej fallet kommer statens risktagande på grund av återförsäkringen att bli större än vad som framgår av beräkningarna i det citerade kapitlet.

246 betydligt lägre än r 0 . Då riskpremiens frekvensfunktion, till skillnad från skördevärdets (jfr kapitel 2), är starkt sned, föreligger större sannolikhet för att på en viss period i allmänhet få för låga värden på den uppskattade riskpremien. Dessa uttalanden avse endast de slumpvisa kastningarna i det till grund för uppskattningarna liggande materialet. I det material, som användes för uppskattning av riskpremien för skördeförsäkringen, tillkommer fel av annan natur. Särskilt de i föregående avsnitt behandlade korrektionerna för felen i ombudens skördeuppskattningar äro behäftade med stor osäkerhet. Detta gäller andra grödgrupper än oljeväxter; för dessa föreligger ett material av mindre omfattning, vilket som ovan framhållits är särskilt osäkert med hänsyn till tidsutvecklingen i sortvalet. Under sådana förhållanden måste starka skäl anses föreligga för en säkerhetsbelastning av riskp r e m i e r n a endast på grund av andra omständigheter än de, för vilka staten enligt ovan skulle inträda som återförsäkrare. Risken för att uppskattningarna lett till för låga riskpremier bör inte också i sin helhet överflyttas på staten. Då det ligger i sakens natur, att den erforderliga säkerhetsbelastningen för exempelvis osäkerheten i korrektionerna enligt kapitel 8 ännu mindre än korrektionernas värden k a n beräknas, måste här avsedd säkerhetsbelastning bestämmas intuitivt. Den kvarstående risken för att premierna — även med en sådan säkerhetsbelastning — kan bli för låga, kommer att öka risktagandet i den till staten avgivna återförsäkringen, i den mån den inte kunde täckas av utjämningsfonden och bidragen från regleringsfonden. I bilaga L har en säkerhetsbelastning av storleksordningen 12 % föreslagits i den formen att ovannämnda korrektion av variationskoefficienten för av ombuden uppskattade grödgrupper höjes. I det följande räknas med en säkerhetsbelastning av denna storleksordning. Säkerhetsbelastningen kommer att medföra en ökning av det tal pi, vilket för metod B angivits i avsnittet Korrektioner enligt kapitel 8 som mått på den del av självriskbeloppet, som belöper på ersättningen. Om säkerhetsbelastningen är 10 % blir p2 = 20 %, och om den är 12,3 % blir pi = 22 %. Även för oljeväxter bör premierna förses med en säkerhetsbelastning av ca 12 %. Metodiken för belastningen återges här nedan i ett särskilt avsnitt. Avvägning av självrisken

På grundval av överväganden har i kapitel 10 föreslagits att självrisken sättes lika med variationskoefficienten i den mån denna icke är för låg eller för hög. I senare fallet skulle vissa ej närmare specificerade modifikationer vidtagas innebärande högre respektive lägre självrisk än variationskoefficienten. Vid flera tillfällen under utredningsarbetet har det visat sig underlätta tekniken om självrisken i så stor utsträckning som möjligt blir proportionell (d. v. s. icke nödvändigtvis lika med) emot variationskoefficienten (se exempelvis bilaga L och I, sid. 373 resp. 334). Med bortseende från förhöjningen på grund av korrektioner enligt kapitel

247 8 och på grund av säkerhetsbelastning ligga variationskoefficienterna för andra grödgrupper än oljeväxter mellan 0,10 och 0,39. För oljeväxter är variationskoefficienten med bortseende från den av förmodad avvikelse från normal fördelning betingade modifikationen och från säkerhetsbelastning högst 0,33. Beträffande oljeväxter har ovan föreslagits att spridningen eventuellt höjes med en korrektionsfaktor av samma storleksordning som för höstsäd för avvikelse från den normala funktionen, d. v. s. ca 35 %. I varje fall skall riskpremien förses med säkerhetsbelastning av samma storleksordning som för övriga grödgrupper, vilken nedan föreslås till 12.3 %. Den förhöjda spridningen för oljeväxter kan då för vissa premieenheter komma att uppgå till 0,40—0,50. Med hänsyn till att enligt kapitel 3 självrisken vid vissa brukningsenheter, på grund av speciella avvikelser från premieenhetens genomsnittliga skördebetingelser, satt i relation till det verkliga skördevärdet, kan komma att väsentligt överstiga den självrisk, som tillämpas på det beräknade skördevärdet, måste självrisken reduceras i förhållande till oljeväxternas andel i spridningen i det totala skördevärdet. Den modifikation härför, som föreslagits i avsnittet Modifikationer beroende på brukningsenhetens arealfördelning (sid. 235), innebär att den på oljeväxterna belöpande andelen av självrisken sättes lika med en spridning, som höjts med en i förhållande till oljeväxternas andel i spridningen reducerad förhöjningsfaktor. Denna modifikation säkerställer, att självrisken aldrig kan överstiga 33 % av beräknat totalt normskördevärde. Denna självrisk är enligt kapitel 10 något för hög. Det har emellertid med hänsyn till de speciella med oljeväxterna förbundna betingelserna ansetts befogat att vid dominerande oljeväxtareal tillåta självrisken stiga till denna gräns. Genom försäkringens samordning med skördeskadelån har också vunnits en möjlighet till komplettering av skördeförsäkringens effektivitet, varigenom betydelsen av att begränsa självrisken till 30 % får mindre vikt. Å andra sidan synes den föreslagna metoden innebära en skälig avvägning av den övre gränsen. En ändring av den övre gränsen kan inom ramen för den föreslagna metoden lätt åstadkommas genom att andra siffervärden insättas i den i bilaga L meddelade formeln. För andra grödgrupper än oljeväxter behöver någon reduktion av självrisken inte förekomma. Däremot torde för vissa brukningsenheter med specialiserade odlingar variationskoefficienter för det totala skördevärdet kunna förekomma, uppgående till 0,11 före säkerhetsbelastning och före korrektion av uppskattningsfel. Om säkerhetsbelastningen skall utgöra 12,3 % och korrektionen föranleder en höjning av premien med 14 %, blir premien för båda modifikationerna enligt metod A höjd med 28 %. Med dessa antaganden skulle självrisken komma att motsvara den med 14 % höjda spridningen, då självrisken icke bör säkerhetsbelastas. Självrisken skulle då komma att utgöra 13 % av normskördevärdet, vilket möjligen, med hänsyn

248 till att medelfelet i avvikelsen för aktuellt skördevärde från ett i den retrospektiva undersökningen uppskattat normskördevärde för så låga variationskoefficienter är av storleksordningen 7 % av normskördevärdet, skulle kunna anses tillräckligt, om fråga vore om helt individuell försäkring. Vid kombinerad försäkring enligt kapitel 4 är en självrisk av 13 % i lägsta laget med hänsyn till vad ovan anförts ur kapitel 3. Tillämpas däremot metod B, blir självrisken summan av 14 % på normskördevärdet och 22 % av ersättningen enligt metod A. Ersättningsbeloppet i genomsnitt per skadeår uppgår vid normal frekvensfunktion till 52 % av spridningen. I genomsnitt skulle alltså 22 % av ersättningen medföra en effektiv självrisk lika med en med 26 % höjd spridning, vilket i förevarande exempel motsvarar 14 % av normskördevärdet. Vid större skador blir höjningen av självriskbeloppet med metod B mera väsentlig. Å andra sidan bör eftersträvas att den genomsnittliga ersättningen per skadeår (medelskadan) ej blir för låg i jämförelse med de statistiska felen. Detta kan ske genom att ersätta en del av självriskbeloppet med ett franchisebelopp, varvid medelskadan ökar med sistnämnda belopp. Härigenom ökas försäkringens effektivitet vid skador överstigande summan av självrisk- och franchisebeloppen, medan franchisen medför att ersättning ej utgår vid skador understigande denna summa. Franchise på 20 % av variationskoefficienten och självrisk på 80 % av denna synes ge en lämplig avvägning. Medelskadan blir då 72 % av variationskoefficienten och riskpremien ökas med 38 %. Metodik för genomförande av korrektioner enligt kapitel 8 och för säkerhetsbelastning

I bilaga L har förutsatts att för korrektionen enligt kapitel 8 av andra grödgrupper än oljeväxter metod B skall komma till användning. Efter vad ovan framhållits är valet av denna metod eller metod A närmast en bedömningsfråga, en omarbetning av formlerna är lätt genomförd. Slutligen kan en tredje metod komma i fråga. Denna förutsätter, liksom metod B, att premien icke höjes. Ersättningsformeln får samma form som i metod A, d. v. s. utgör skillnaden mellan ett med 8 % höjt normskördevärde och det aktuella skördevärdet utan modifikation med avdrag för ett självriskbelopp, som höjes med ett högre procenttal än i alternativ A, t. ex. med 26 %. För oljeväxter kan säkerhetsbelastningen enklast ske vid väljande av korrektionsfaktor för förmodad avvikelse från normal frekvensfunktion (se ovan). Skulle sådan korrektion ej vidtagas, får faktorn värdet 1,123 motsvarande en säkerhetsbelastning av 12,3 %. Metodiken för reduktion av självrisken har angivits i avsnittet Modifikationer beroende på brukningsenhetens arealfördelning (sid. 235).

249 Arbetsformler samt arbetsplanering Arbetsformler

I avsnitt G av bilaga L (sid. 382 ff) ha formler för beräkning av premier och ersättningar sammanställts, som kunna läggas till grund för den praktiska tillämpningen. Ovan nämnda modifikationer, som äro oberoende av brukningsenhetens arealfördelning, ha i vissa fall, nämligen i fråga om modifikationer betingade av prognosfel i normpriserna och av avvikelser i normskördevärdena vid uppdelning av premieenheter samt i föregående avsnitt behandlade korrektioner enligt kapitel 8 och säkerhetsbelastning, förutsatts skola ske enligt metod B. I fråga om modifikationer för prognosfel är det nödvändigt att använda denna metod. Korrektion för avvikelser betingade av uppdelningen av premieenheter bör av tekniska skäl ske med metod B, vilket ovan framhållits. Beträffande säkerhetsbelastning och korrektion enligt kapitel 8 för andra grödor än oljeväxter kan, som ovan framhållits, modifikationen även vidtagas genom metod A eller med en alternativ metod med en ej höjd premie och en högre, mot variationskoefficienten proportionell, självrisk än i metod A. Säkerhetsbelastningen för oljeväxter bör anbringas i anslutning till den metodik, som användes vid sistnämnda korrektioner jämte säkerhetsbelastning för andra grödgrupper. Om de sistnämnda utföras med metod A, kan säkerhetsbelastningen anbringas genom val av högre värde på höjningsfaktorn för förmodad avvikelse från normal frekvensfunktion (vilket förutsatts i bilaga L ) . Utföras de sistnämnda modifikationerna med metod B, bör detta även avse oljeväxterna, och utföras de enligt i närmast föregående avsnitt angiven alternativ metod, bör självriskavdraget, till den del det belöper på oljeväxter, utgöra den med 6 % höjda spridningen. Skall en i bilaga L icke förutsedd metod användas, kan en omarbetning av formlerna lätt ske. Formler har i bilaga L angivits dels för självrisk lika med variationskoefficienten och utan franchisebelopp, dels för en självrisk lika med 80 % och en franchise lika med 20 % av variationskoefficienten. 1 Vidare angives en formel för beräkning av premie för tilläggsförsäkring till sistnämnda variant innebärande ytterligare sänkning av självrisken. Avsnitt G har uppställts så, att de grundläggande begreppen först beskrivits. Därefter definieras parametrarna efter vidtagande av alla av brukningsenhetens arealfördelning oberoende korrektioner, beskrivna i det föregående. Parametrarna ha härvid uppdelats på premieenheter och ersättningsenheter. Då, som ovan framhållits, i bilaga L bortsetts från differentiering av variationskoefficienterna vid uppdelning av premieenheten, ha under ersättningsenhetens parametrar upptagits endast aktuella skördevärden (men icke normskördevärden). Beräkningen av parametrarna har antagits 1 En uppskattning av den ekonomiska utvecklingen för denna försäkring med samma sannolikhet som antagande b) i kapitel 9 har angivits i not till det numeriska exemplet i sistnämnda kapitel.

250 skola ske med konventionella hålkortsmaskiner, under direkt tillsyn av skördeförsäkringens chefaktuarie. Det fortsatta arbetet förutsattes skola utföras med elektroniska datamaskiner, i två alternativ som servicearbete. (Se Appendix till bilaga L, sid. 393 ff.) Sistnämnda arbete utgår dels från de hålkort, som maskinellt framställts för parametrarna, dels från hålkort upptagande brukarnas arealuppgifter. De sistnämnda korten förutsättas skola framställas genom markering av s. k. mark-sensing cards för maskinell hålstansning, markeringen utföres genom överföring av skrivna uppgifter till hålkort genom strykning av förtryckta siffror, vid hålstansningen i maskinen »läser» maskinen överstrykningarna. Markering av mark-sensing cards kan, som förutsatts i Appendix till bilaga L, utföras av skördeförsäkringens lokalombud (oberoende av om annan organisations tjänstemän utnyttjas som sådana eller om ombud anställas i försäkringens regi). För varje brukningsenhet beräknas sedan med arealuppgifter och parametrar erforderliga hjälptal för beräkningen av premier respektive ersättningar. Dessa hjälptal ha uppställts i bilagan i två serier, primära och sekundära hjälptal, oberoende av om de avse premier eller ersättningar. Slutligen beräknas direktpremier för varje brukningsenhet, dels för kombinerad försäkring av totala skördevärdet, dels för ren försäkring av varje grödgrupp respektive ersättning för kombinerad försäkring. Samtidigt summeras direktpremierna för kombinerad och rena försäkringar för alla brukningsenheter inom varje premieenhet respektive ersättningar, normskördevärden och aktuella skördevärden för alla brukningsenheter inom varje ersättningsenhet. Slutligen diskuteras frågan om arbetenas uppdelning i tiden. Härvid angivas de skäl, som ovan anförts för en till hösten uppskjuten premiedebitering. Om denna skall ske på försommaren, påpekas att normskördevärdena kunna beräknas antingen på försommaren eller på hösten samtidigt med beräkning av aktuella skördevärden. Valet häremellan betingas av maskintekniska synpunkter. Planering av arbetena

I Appendix till bilaga L (sid. 387 ff) ha behandlats mekaniska hjälpmedel i skördeförsäkringen. I första hand redogöres här för de arbetsuppgifter, som komma att bli aktuella för skördeförsäkringens vidkommande. Av de viktigaste administrativa uppgifterna ha nämnts registrering, debitering av premier, kontroll av premier och utbetalning av ersättning. De aktuariella arbetena komina att omfatta statistiska beräkningar och utredning av den försäkringstekniska metodiken, innefattande beräkning av s. k. parametrar för premieberäkningen samt beräkning av premier och ersättningar enligt föregående avsnitt. I fråga om statistik och utredningsuppgifter har framhållits, att omfattningen av dessa arbeten särskilt under en övergångstid kan bli mycket stor, men att t. ex. 5 år efter skördeförsäkringens start sådana arbeten k u n n a bli standardiserade. Genom utvidgning av skördemätningarna komma för-

251 utsättningarna för den nuvarande gränsdragningen mellan arbetsuppgifter, som åvila statistiska centralbyrån och jordbruksnämnden, att påkalla nya överväganden. I planeringen har förutsatts att premiedebiteringen skall ske på försommaren. Arbetena med beräkning av premier och administrativa uppgifter komma att medföra en stor arbetstopp från tiden då rapporterna om adressförändringar och arealuppgifter börja inkomma t. o. m. tiden då kontrollen av premiebetalningen kan avslutas. En mindre arbetstopp kommer att uppstå på hösten vid utbetalande av ersättningarna och förberedelserna härför. Med hänsyn till dessa överväganden ha i planeringen erforderliga resurser utformats med tanke på att kunna tillgodose behovet under arbetstopparna och, i den mån de icke behöva utnyttjas för statistik och utredningsarbete, ställas till förfogande för uppgifter utom skördeförsäkringens ram. Planeringen har utformats under tre alternativ. Enligt alla alternativ förutsattes upprättande av en maskinsektion med s. k. konventionella hålkortsmaskiner i försäkringens egen regi. (Härmed avses icke att taga ställning till maskinsektionens plats i jordbruksnämndens organisation, antingen kan sektionen underställas skördeförsäkringens chefaktuarie, eller, om så befinnes lämpligt, annan befattningshavare inom n ä m n d e n ) . Enligt alternativ 1 skola beräkningarna av premier och ersättningar samt vissa administrativa uppgifter verkställas som servicearbete på Facit EDB hos AB Åtvidabergs industrier, i alternativ 2 beräkningar av premier och ersättningar som servicearbete på IBM 650 hos International Business Machines. I alternativ 3 förutsattes, att nämnden förhyr eller anskaffar IBM 650. I alternativ 1—2 skulle de mekaniska resurserna, i den mån de icke disponeras av försäkringen, utnyttjas av jordbruksnämnden i övrigt, i alternativ 3 skulle IBM 650 ställas till förfogande även för andra statliga och icke-statliga institutioner. I fråga om registerföringen förutsattes icke blott medverkan av försäkringens lokala ombud (oavsett vilken organisation dessa komma att tillhöra) utan även med RLF:s centrala hålkortsregister. Kostnaderna för ombuden och för RLF ha icke medräknats i beräkningen av kostnader för olika alternativ. För att bedöma arbetsbelastningen vid olika sätt att anordna premiedebiteringen har undersökts premiedebitering dels över postgiro, varvid antingen vanliga giroinbetalningskort eller hålkort kunna användas, dels över skatteverket, varvid skattemyndigheterna skulle erhålla erforderliga uppgifter från listor framställda av hålkortsmaskiner. Med beaktande av resultaten av denna diskussion bli de löpande kostnaderna för maskinsektionen i kronor per år: Maskiner Personal

Alt. 1 143 000 115 000

2 149 000 115 000

3 102 000 109 000

258 000 264 000 211 000 I kalkylerna har hänsyn icke tagits till uppläggningskostnaderna.

252 Alt. 1

I fråga om premie- och ersättningsberäkningar föreligger preliminär planering och approximativa kalkyler av två förslag för Facit EDB. Det ena av dessa förslag Alt. l a ) omfattar framställning av hålkort med Facit som kunna tjäna till underlag för utställande av debiterings- resp. utbetalningshandlingar utan annat merarbete än kopiering eller tryckning. Korten kunna även direkt utnyttjas som premie- och utbetalningsregister, då de innehålla namn-adress samt premie resp. ersättning. Facit kan utnyttjas för ändringar i registren, för avstämning av brukarnas arealuppgifter mot RLFregistrets arealuppgifter med önskad tolerans samt för på brukningsenheter och grödgrupper differentierad fullständig arealstatistik och för statistiska undersökningar av parametrarna. För avstämning, ändring och framställning av nytt premieregister samt beräkning av premier uppskattas tidsåtgången på 10 % när bli 200 timmar, medan ersättningsberäkningen och framställande av årets utbetalningsregister beräknas ta i genomsnitt ca 20 timmar i anspråk. Dessa uppskattningar förutsätta premieberäkning på försommaren. Arbetet kan utföras på för skördeskadebyrån lämpliga tider (även på nattskift). Timpriset för dessa arbeten beräknas till 360 kronor per timme. Det andra förslaget Alt. I b ) , avser, att endast premie- och ersättningsberäkningar skola utföras på Facit. Detta alternativ medför icke de möjligheter till besparingar, avstämning och statistik som enligt ovan gäller för Alt. 1 a ) . Arbetstiden uppskattas för både premie- och ersättningsberäkningar sammanlagt till 70 timmar. Programmeringskostnaderna torde ej komina att överstiga 15 000 kronor. Alt. 2

I detta alternativ har endast ett förslag utretts, som avser enbart premieoch ersättningsberäkning. För båda arbetena uppskattas arbetstiden sammanlagt till 260 timmar. Arbetstiden kontrakteras för leverans vissa dagar (i regel ej skiftskörningar). Nu gällande pris per maskintimme är 415 kronor. Programmeringskostnaden understiger 5 000 kronor. Alt. 3

Detta alternativ förutsätter antingen inköp av en IBM 650 eller förhyrande av en dylik maskin. Inköpspriset är 1 150 000 kronor och årliga underhållskostnader enligt kontrakt med IBM är 24 000 kronor. Om inköpspriset avskrivs på 5 år blir årskostnaden 254 000 kronor och på 10 år blir årskostnaden 139 000 kronor. Om maskinen hyres, blir årskostnaden 250 000 kronor. Personalbehovet beror på omfattningen och arten av arbetsuppgifterna. Minst 3 och högst 6 programingeniörer måste anställas. I kalkylen har räknats med 5 till en sammanlagd lönekostnad av 120 000 kronor, vilket överensstämmer med gällande löneläge. De arbeten, som mot ersättning kunna komina att utföras, bli sannolikt omfattande. Efterfrågan på dylikt arbete är stor och ständigt växande. För försäkringens del kominer maskinen sanno-

253 likt att icke behöva utnyttjas mer än en fjärdedel av året. I kalkylen har räknats med ett maskinpris av 300 kronor per timme och att maskinen mot ersättning kan användas endast 700 timmar årligen. Detta bidrag är sannolikt underskattat (700.timmar motsvarar endast 17V, arbetsveckor på 40 timmar, som är mindre än hälften av tre fjärdedels år, som kan disponeras för andra arbeten än försäkringens aktuella uppgifter). Sammanställning av alternativen

De totala nettoårskostnaderna för olika alternativ enligt kalkylen blevo i tusental kronor: alt. la) » Ib) » 2 i 3, förhyrning » 3, avskrivning på 5 år » 3, avskrivning på 10 år

338 290 372 374 378 263

För alt. 1 a) har hänsyn endast i begränsad utsträckning kunnat tagas till av alternativet betingade besparingar på skördeskadebyrån. För alt. 3 har avdragits ett bidrag, som baseras på utnyttjande av maskinen under 700 timmar för arbete mot en ersättning av 300 kronor per maskintimme, vilket torde innebära en underskattning av bidraget. Detta innebär, att alt. 1 a) och 3 vid förhyrning eller 5 års avskrivning med all sannolikhet torde komma att medföra en nettokostnad, som obetydligt överstiger 300 000 kronor årligen, och alt. 3 vid avskrivning på 10 år en nettokostnad, som väsentligt understiger sistnämnda belopp. Det kan vidare påpekas, att alt. 3 innebär en säkerhetsmarginal för maskinfel, då arbetet tillfälligt kan överflyttas till servicearbete enligt alt. 2. Vid val av alt. 1 skulle samma möjlighet till reservförfarande uppnås genom att programmet mot en engångskostnad ej överstigande 5 000 kronor upplägges även för IBM 650. Ovanstående redogörelse baseras på utredningar av respektive maskinfirmor, vilka något utförligare refererats i Appendix till bilaga L (sid. 393 ff). Där har även påpekats önskvärdheten av att börja med uppläggningsarbetena, så snart ställning tagits till försäkringens införande, bl. a. med hänsyn till att leveranstiden för IBM-maskiner är 12—18 månader.

K A P I T E L 12 Den retroaktiva undersökningens huvudresultat

Observationsmaterialet

Huvudundersökningen omfattade dels priskorrigerade dels ej priskorrigerade skördevärden (se bil. D, sid. 278 ff) för varje stratum (se bil. K, sid. 351 ff), ursprungligen 7 grödgrupper (bilaga D), och för åren 1922— 1951. I de fall ett stratum delas av en länsgräns, har dock som geografisk enhet definierats den del av stratum, som ligger inom ett län. Den statistiska analysen har utförts för priskorrigerade värden; materialet till den del, det avsåg baljväxter, har icke medtagits i analysen med hänsyn till osäkerheten i gränsdragningen mellan kokärter, foderärter och vicker (se bil. D). För varje grödgrupp ha skördevärdena bestämts som med 1951 års arealer sammanvägda, med 1955 års priser värderade skördekvantiteter av i gruppen ingående grödor (se bil. D, H, sid. 278 ff och 329), de så erhållna värdena ha sedan priskorrigerats enligt bilaga D, i syfte att från varje års värde eliminera inflytandet av skördeutfallet på priset. Genom användning av 1951 års arealer och 1955 års priser ha de beräknade skördevärdena för olika åtgjorts oberoende av olikheter mellan åren i fråga om arealfördelning och marknadsvariabler. För oljeväxter förelåg ett observationsmaterial från Svalöv m. fl., som baserats på leveransstatistik omfattande såväl arealer som skördekvantiteter för höstraps, höstrybs, vårraps, vårrybs, vitsenap och oljelin per län och för en period av högst 10 år. Utöver tidsbegränsningen har materialet vissa svagheter, som berörts i kapitel 11, då det avser numera ej ofta odlade sorter. Skördevärdena ha ej priskorrigerats. Outjämnade parametrar

För varje geografisk enhet i huvudundersökningen ha normskördevärdena beräknats som med 1951 års arealer sammanvägda medeltal av årsvärdena. (De år då viss i grödgruppen ingående gröda icke förekommit i primärmaterialet har motsvarande areal satts = 0, vilket medför att vid sådana bortfall viktstalet för året blir mindre än 1951 års areal för grödgruppen.) Normskördevärdena för oljeväxter ha beräknats som med arealerna för 1950 vägda medeltal av årsvärdena. Variationskoefficienterna ha uppskattats för samma områden och perioder som normskördevärdena för andra grödgrupper än sockerbetor. För den sistnämnda grödgruppen har variationskoefficienten beräknats på basis

255 av den genomsnittliga spridningen inom 10-årsperioderna, sålunda med elimination av spridningen mellan perioderna. En jämförelse av diagram M:10 (sid. 430) och M:15 (sid. 435) i bilaga M (där bilagorna till detta kapitel äro sammanställda) visar nämligen att riskpremierna för 30 års-perioden, bestämda som genomsnittlig ersättning med på 30 års-perioden baserat normskördevärde, äro högre än de riskpremier, som beräknats på grundval av normal frekvensfunktion, medan »trendriskpremierna», bestämda som medeltalet av genomsnittliga ersättningar för varje 10 års-period med på perioden baserat normskördevärde, kunna approximeras med de riskpremier, som beräknats på basis av den normala frekvensfunktionen. För höstsäd och vårsäd gäller däremot att såväl 30 års-premierna som trendriskpremierna äro högre än de som beräknats på grundval av den normala frekvensfunktionen. Den på grund härav erforderliga korrektionen av riskpremierna för dessa grödor har behandlats i bilaga L, och korrektionen uppskattas härnedan i avsnittet Riskpremier vid olika självrisk (sid. 258). Vid sammanvägningen användes antalet observationer som viktstal (se bil. J, sid. 336). För korrelationskoefficienterna har som basgröda valts fodersäd med hänsyn till att denna grödgrupp har det starkaste sambandet med övriga grödgrupper (se bilaga L: A 1). Korrelationskoefficienterna mellan basgrödan och övriga i huvudundersökningen ingående grödgrupper ha beräknats för ett stratum inom varje huvudstratum i Södra Sverige (landsdelar 1, 2, 3, se sid. 335) och för varje huvudstratum i Norrland (landsdel 4, se sid. 335). För oljeväxter ha motsvarande beräkningar utförts i 5 strata på ett material omfattande 7—8 år för var och en av höstraps, höstrybs, vårraps, vårrybs, vitsenap och oljelin. De outjämnade norm skördevärdena och variationskoefficienterna ha angivits i tabell I a)—b) och outjämnade korrelationskoefficienter i tabell III a)—e) (sid. 400—413). Tabellerna äro ordnade efter utjämningsområden (se nästa avsnitt). Vidare hänvisas till planscherna M: 16—M: 44 (sid. 436—464). Utjämning av normskördevärden och variationskoefficienter

På försök bildades först, på grundval av med 1951 års arealer beräknade normskördevärden per ha för alla grödgrupper i varje stratum, grupper av strata med ungefär samma totala skördevärde per ha. Dock skulle ingen av dessa grupper ha större spännvidd än 20 mil. Härigenom erhölls något mer än 40 provisoriska grupper. Vid närmare studium av normskördevärden och variationskoefficienter för olika grödgrupper omgrupperades strata genom att de provisoriska grupperna delvis spjälkades och en del grupper sammanslogs. Denna omgruppering vidtogs intuitivt i syfte att de nya grupperna skulle bli någorlunda homogena i fråga om normskördevärden och variationskoefficienter för varje grödgrupp. Härvid togs viss hänsyn till markbeskaffenhet och övriga skörde-

256 betingelser. (Jfr Stratifieringen i bilaga G (sid. 323), där olika försök gjordes till rationell stratumindelning. Härvid visade det sig, att jordartskartor endast i begränsad utsträckning kunde användas.) De nya grupperna kallas utjämningsområden och äro 38. Varför parametrarna icke underkastats variansanalys innebärande studium av F-kvoten (se kapitel 7) mellan kvadraten på geografisk spridning mellan strata inom ett utjämningsområde och tidsspridning, dvs. spridning mellan åren inom. strata, beror på det starka sambandet mellan skördevärdena för olika strata inom varje år. Skulle nämligen heterogeniteten i ett utjämningsområde bedömas med en sådan F-kvot, skulle, även om denna F-kvot fick ett större värde än som vanligen accepteras vid statistisk analys av oberoende variabler, avvikelserna från normskördevärdet kunna vara begränsade till residualen, vilken icke kan uppskattas.

För oljeväxterna sammanvägdes normskördevärden för de olika oljeväxtslagen i varje län med 1950 års arealer och variationskoefficienterna med antalet observationer. Härefter bildades 5 utjämningsområden. De erhållna utjämnade parametrarna i genomsnitt för alla oljeväxtslag ha sedan införts i tabellen över outjämnade parametrar för övriga växtslag (tabell I a ) , sid. 400 ff), varvid varje stratum tilldelats det värde, som motsvarar det utjämningsområde för oljeväxter stratum geografiskt tillhör. För att uppskatta parametrarna för vart och ett av de 38 utjämningsområdena för övriga grödgrupper, ha de utjämnade parametrarna för oljeväxter i strata tillhörande området sammanvägts med antal strata som viktstal. I fråga om potatis visade det sig vid utjämningen, att de normskördevärden, som i områden där fabrikspotatisarealen är av någon betydelse, uppvisade stora avvikelser mellan strata inom ett utjämningsområde, som helt kunde förklaras av olikheter i arealfördelningen mellan mat- och fabrikspotatis. Den i bilaga D (sid. 278) beskrivna metoden för värdering av potatis skördarna genom differentiering av potatispriset på tre större områden, prisgrupper, genom sammanvägning av priserna för mat- och fabrikspotatis med arealfördelningen i varje prisgrupp, visade sig sålunda för här avsedda strata vara för approximativ. Materialet kompletterades därför med en ur arealinventeringarna hämtad sammanställning av arealerna för mat- och fabrikspotatis i ifrågavarande strata. Normskördevärdena i utjämningsområdet för matpotatis och för fabrikspotatis var för sig kunde uppskattas genom sammanställning av dessa arealer med normskördevärdet för potatis enligt huvudundersökningen. Betrakta nämligen de totala normskördevärdena av potatis i olika strata inom ett utjämningsområde som olika värden, Vv V2 . . . Vn, av statistiska variabler. Man antager nu att normskördevärdet per ha för matpotatis, mv, och för fabrikspotatis, fv äro likajör alla strata i utjamningsområdet. Det totala skördevärdet för potatis i stratum k är då Vk = mak • mv + fak-fv, där mak resp. fak är arealen för mat- resp. fabrikspotatis i stratum k. De i minsta kvadratprincipens mening bästa uppskattningarna av mv och fv ha då de värden som göra summan av kvadraterna av avvikelserna Vk—Vk så liten som möjligt.

Någon motsvarande uppskattning av variationskoefficienterna för matoch fabrikspotatis kan inte göras. Om man kunde antaga att variationskoefficienterna för skördekvantiteten av mat- och fabrikspotatis vore lika, skulle detta även gälla skördevärdena. Om förutsättningen inte är exakt upp-

257 fylld, gäller dock att de båda variationskoefficienterna överensstämma approximativt. Utjämnade normskördevärden återfinnas i tabell II a)—b) i bil. M (sid. 411—412). Utjämning av korrelationskoefficienter

Korrelationskoefficienterna för i huvudundersökningen behandlade grödgrupper ha utjämnats på följande sätt. Först bildades för varje grödgrupp ett fåtal områden i hela landet. Antalet av dessa kunde på grund av likheten mellan korrelationskoefficienterna i några av dessa områden ytterligare reduceras. Härigenom blev utjämningsområdena 2 för höstsäd, potatis och hö, 3 för vårsäd och 1 för sockerbetor. För de 5 strata, i vilka korrelationskoefficienten mellan oljeväxterna och basgrödan har kunnat beräknas, var den genomsnittliga korrelationskoefficienten 0,31, vilken antagits gälla för hela landet. De utjämnade korrelationskoefficienterna ha sammanställts i tabell IV i bilaga M (sid. 417). Utjämningsområdena bli genom sammanställningen 14. Riskpremier vid olika självrisk

Diagram M: 1 (sid. 423) är ett s. k. nomogram över riskpremier vid olika självrisk i dubbellogaritmisk skala som funktion av variationskoefficienten, under antagande av att skördevärdets frekvensfunktion är normal. (Se kapitel 2, sid. 158.) I diagrammet ha riskpremierna för samma självrisk sammanbundits med kurvor. Detsamma gäller för riskpremier med självrisken i samma förhållande (k) till variationskoefficienten. De riskpremier, som äro grundläggande för tekniken i bilaga L, ligga på linjen betecknad k = 1,0. Den reduktion av självrisken för oljeväxter, som föreslagits i kapitel 11 (sid. 235), innebär att man i området till höger om lodlinjen för variationskoefficienten 0,33 väljer en riskpremie, som ligger på kurvan för 33 % självrisk. I diagram M: 6 M: 12 (sid. 426—432) återfinnas, inlagda som punkter, outjämnade riskpremier för 30 års-perioden avseende 20 % självrisk. Härvid ha alla strata i landet sammanförts i värdeklasser med hänsyn till den statistiskt uppskattade variationskoefficienten. I diagrammen har den teoretiska riskpremien baserad på den normala frekvensfunktionen inlagts som en kurva. I diagram M: 13—M: 15 (sid. 433—435) återfinnas motsvarande diagram över de s. k. trendriskpremierna. Spridningen mellan riskpremierna för de olika strata, som förts till samma värdeklass, har utjämnats i diagram M: 2—M: 5 (sid. 424—425). Vid varje punkt i diagram M: 6—M: 15 ha de utjämnade spridningarna markerats. I diagram M: 8, M: 9, M: 11, M: 12, M: 15 är överensstämmelsen med den teoretiska riskpremien god (här hänvisas också till Diagram J : 1 (sid. 350), där en god överensstämmelse kunde påvisas i spridningen som funktion av riskpremierna för olika landsdelar med motsvarande teoretiska samband). 17— 708143

258 Denna överensstämmelse gäller ej för höstsäd och vårsäd. (Diagram M: 6, M: 7). För att bestämma i kapitel 11 och bilaga L definierade korrektionsfaktorer för denna avvikelse från den på normal frekvensfunktion baserade riskpremien, ha punkternas lodräta avstånd till kurvan i vart och ett av dessa diagram som funktion av variationskoefficienten utjämnats med en rät linje. Korrektionsfaktorn baseras sedan på det värde på denna räta linje som motsvarar variationskoefficienten 0,20 (då självrisken var 20 % och korrektionen avser en självrisk, som sättes lika med den med korrektionsfaktorn förhöjda spridningen). Korrektionsfaktorerna bestämdes till 1,35 för höstsäd och 1,16 för vårsäd samt sattes för oljeväxter till 1,35 (se dock diskussionen härom sid. 238). Riskpremier för ren försäkring

I tabell VI i bilaga M (sid. 419—420) ha sammanställts riskpremier och normskördevärden för ren försäkring utan korrektion för felen i ombudens skördeuppskattningar och utan säkerhetsbelastning för varje grödgrupp och utjämningsområde. Premieenheter

I tabell V i bilaga M (sid. 418) återfinnes en uppställning över samtliga strata på premieenheter, vilka erhållits genom sammanställning av utjämningsområden för normskördevärden och variationskoefficienter å ena och sådana områden för korrelationskoefficienter å den andra sidan. Premieenheterna ha betecknats med fyrsiffriga nummer. De två första siffrorna i dessa nummer ange utjämningsområdet för avkastning och skördevariabilitet [1—28 för Södra Sverige, 30—39 för Norra Sverige, se tabell II a)—b)] och de två sista siffrorna utjämningsområden för korrelationskoefficienten (se tabell IV). Indelningen på premieenheter framgår av plansch M: 45 och M : 4 6 (sid. 465—466). Korrektion av premien för kombinerad försäkring baserad på genomsnittliga arealfördelningen i en grupp av brukningsenheter

En numerisk modell konstruerades omfattande 665 brukningsenheter med olika antagna arealfördelningar. Härvid beräknades för varje brukningsenhet premien för kombinerad försäkring för en antagen uppsättning variations- och korrelationskoefficienter i förhållande till det med brukningsenhetens arealfördelning vägda medeltalet av premierna för ren försäkring av varje grödgrupp. Det visade sig att modellens brukningsenheter kunde sammanföras i 5 grupper, där inom varje grupp nämnda förhållandetal (kvot) varierade inom relativt trånga gränser och arealfördelningen uppvisade en viss struktur. Med reducerat antal grödgrupper förstås det antal slutliga grödgrupper, som erhålles för arealfördelningen i en brukningsenhet på följande sätt. För varje grödgrupp uppskattades e t t m å t t på grödgruppens andel i det totala skördevärdet med produkten av arealen och ett viktstal,

259 som var lika med 3 för sockerbetor och potatis samt lika med 1 för övriga grödor. Med dominantgröda avses den grödgrupp som har det största måttet. De grödgrupper som ha ett m å t t av minst 30 % av måttet för dominantgrödan, utgöra slutliga grödgrupper. Dock skall, om summan av måtten på återstående grödgrupper uppgår till minst 30 % av dominantgrödans, antalet slutliga grödgrupper ökas med 1. De fem grupperna framgå av följande tabell: Gruppering av modellens brukning senheter Grupp nr

Reducerat antal grödgrupper

1 2

1 2

3 4 5

2 3 mer än 3

Kombinationer av grödgrupper alla komb. komb. ej innehållande sockerbetor eller potatis övriga komb. alla komb. alla komb.

Kvoter mellan

Uppskattad medelkvot

0,81 och 0,91 0,77 och 0,84 0,69 och 0,82 0,64 och 0,75

0,86 0,80 0,75 0,69

Den i avsnittet Genomsnittlig premie per brukningsenhet av kapitel 11 omnämnda undersökningen utfördes på följade sätt: Från Östergötlands södra skogsbygd, som är mycket heterogen med slättbygd på kalkrika leror och skogsbygd på svag moränjord, utvaldes t v å strata (0133, 0134 enligt bilaga G). Från de bästa bygderna i Malmöhus län utvaldes också två strata (0451, 0453). Från Västmanlands slättbygd med ensidig spannmålsodling och från Västerbottens kustland med omfattande vallodling utvaldes vardera t v å strata. (0831, 0832 respektive 1140, 1150). Statistiska centralbyrån har för varje naturligt jordbruksområde dragit ett med storleksgrupper stratifierat urval ur 1956 års arealinventering. För undersökningen ha de brukningsenheter i detta urval, som tillhörde ovannämnda strata, utnyttjats.

Inom varje utvalt stratum grupperades de på detta sätt uttagna brukningsenheterna med hjälp av arealfördelningen i grupper motsvarande modellens. För varje grupp av brukningsenheter adderades arealerna för varje grödgrupp. De med den så erhållna arealfördelningen för varje grupp av brukningsenheter vägda medelvärdena av premierna för ren försäkring av varje grödgrupp multiplicerades sedan med den uppskattade medelkvoten för gruppen. Medelvärdet av de på detta sätt i varje grupp uppskattade premierna jämfördes med premien för kombinerad försäkring baserad på den genomsnittliga arealfördelningen av alla grupper tillhörande stratum och de variations- och korrelationskoefficienter, som antagits i modellen. Härigenom erhölls för varje stratum det relativa uppskattningsfelet i den sistnämnda premien använd som uppskattning av summan av premierna för brukningsenheterna [^A* enligt bilaga L: A 2 (6)]. Resultaten framgå av följande tabell: Korrektion i % av för strata beräknade premier Stratum

A

Stratum

A

0133 0134 0451 0453

8 11 9 8

0831 0832 1140 1150

8 9 10 8

Av tabellen framgår att korrektionen i genomsnitt för hela landet kan antagas vara lika med 9 %.

260 Premier för kombinerad försäkring

Enligt kapitel 11 (sid. 248) kunna korrektionen för skillnaden mellan skördeuppskattningar grundad på gillesombudens skördebedömningar och på objektiv metod samt säkerhetsbelastningen beräknas med två olika metoder, A och B. Metod A innebär att premierna beräknas på grundval av spridningar, som höjts med vissa procenttal. Ersättningen enligt denna metod baseras på ett för subjektivt uppskattade grödgrupper med 8 % förhöjt normskördevärde och ett självriskbelopp grundat på de höjda spridningarna för varje grödgrupp (dock utan säkerhetsbelastning). För subjektivt uppskattade grödgrupper höjdes härvid premierna med 28 % och för oljeväxter, för vilka normskördevärdena bestämts på basis av leveransstatistik, med 12,3 %. (Härvid uppskattades uppskattningsfelet i spridningen till 14 och säkerhetsbelastningen till 12,3 %.) För metod B skulle premien beräknas på ej höjda spridningar och ersättningen utgöra 78 % av den för metod A beräknade. Slutligen föreslogs alternativt en tredje metod med samma premie som metod B och ersättningen beräknad enligt metod A, dock med ett självriskbelopp, som var 11,6 % högre än det som tillämpats i metod A. I tabell VII av bilaga M (sid. 421) angivas korrigerade normskördevärden, premier enligt metod A och B samt självriskbelopp enligt metod A för varje premieenhet i kr/ha. Dessa ha beräknats med användande av arealfördelningen 1 i varje premieenhet enligt 1951 års jordbruksräkning. De med premieenheternas arealer vägda medelvärdena av dessa värden angivas även i tabellen, liksom motsvarande totalvärden för hela arealen. Dessa medelvärden ha slutligen korrigerats med användande av den korrektion, som behandlats i föregående avsnitt. Resultatet anger alltså brukningsenheternas genomsnittliga normskördevärden, premier enligt metod A och B — där det i kapitel 11 omtalade premietillägget för låneverksamheten ej inräknats — samt självriskbeloppet i metod A. I beräkningen har icke hänsyn kunnat tagas till den reduktion av självriskbeloppet för vissa specialiserade odlingar med dominerande areal oljeväxter, som omnämnts i kapitel 11. 2 Av tabellen framgår att brukningsenheternas genomsnittliga normskördevärde är 715 kr/ha, premie enligt metod A 9,58 kr/ha eller 1,34 % av normskördevärdet och premie enligt metod B 7,55 kr/ha eller 1,06 % av normskördevärdet samt självriskbeloppet 102 kr/ha eller 14,3 % av normskördevärdet. Summan av premieenheternas arealer var 3,66 milj. ha och de sammanlagda normskördevärdena, premierna enligt metod A och B samt självriskbeloppet enligt metod A respektive 2 616 milj. kr., 35,1 milj. kr., 27,7 milj. kr., 375 milj. kr. 1 kapitel 11 behandlas även en variant av försäkringen innebärande att självrisken delvis utbytes emot franchise. För en försäkring med självrisk1 I arealen för grödgruppen fodersäd har härvid inräknats arealen för baljväxter och i arealen för grödgruppen sockerbetor arealen för foderrotfrukter. 2 Detta motverkar i premieberäkningen risken av för hög modifikationsfaktor för avvikelse från den normala frekvensfunktionen (jfr sid. 238).

261 y

beloppet lika med 80 % av spridningen och som franchise-belopp U av självriskbeloppet blir premien 38 % högre än då hela spridningen utgör självriskbelopp. Denna variant kallas i det följande grundförsäkring. Den genomsnittliga skadefrekvensen blir oförändrat 0,16. Premier och självriskbelopp enligt metod A för grundförsäkringen erhållas genom multiplikation av motsvarande tal i tabell VII med 1,38 respektive 0,8, om samma antaganden tillämpas beträffande grundförsäkringen. Den genomsnittliga premien enligt metod A blir då 1,85 % och den genomsnittliga självrisken 11,4 % av normskördevärdet. En numerisk förenkling för beräkning av premie för grundförsäkringen kan vinnas genom att säkerhetsbelastningen höjes från 12,3 % till 16 %. Härigenom blir premien 1/6 av självriskbeloppet före belastning med särskilt premietillägg för låneverksamheten eller i genomsnitt 1,9 % av normskördevärdet. Fördelningstal för indirektpremier

Enligt avsnittet Förenklad metod, kapitel 11 (sid. 229) kan summa indirektpremier, efter det att kvoten mellan summa indirektpremier och summa totalpremier fixerats, beräknas med ovan angivna värden på summa premier enligt metod A och B respektive. Summa indirektpremier kan sedan fördelas mellan grödgrupper i förhållande till summa premier för ren försäkring av varje grödgrupp. För beräkning av dessa fördelningstal angivas de med premieenheternas arealer (enligt nämnt föregående avsnitt) vägda genomsnitten av premierna per ha för varje grödgrupp enligt tabell VI i bilaga M, vilka äro beräknade enligt metod B. Motsvarande premier enligt metod A kan då lätt beräknas. Dessa premier framgå för både metod A och B ur tabell VIII (sid. 422) i bilaga M. Fördelningstalen bli oberoende av en procentuell förhöjning av premierna och kunna därför användas även för grundförsäkringen. Tilläggsförsäkring

Om man önskar införa frivillig tilläggsförsäkring till grundförsäkringen med ytterligare reducerad självrisk och franchise kan tilläggspremien för sådan försäkring beräknas enligt i bilaga L angiven formel (sid. 385). Tillläggspremier i procent av grundförsäkringens premie, då självrisk- och franchisebelopp reduceras i samma proportion, framgå av följande tabell: Procentuella tilläggspremier Självrisk- och franchisebelopp i grundförsäkringen nedsättas med: 10 20 30 40 50

% % % % %

Genomsnittlig skadefrekvens

Tilläggspremie i % av grundförsäkringens premie

0,182 0,212 0,242 0,272 0,309

16 34 54 75 99

Bilaga A

Litteraturförteckning till kapitel 1 Skördeförsäkring i utlandet (1) U.S. Dep. of Agriculture, Federal Crop Insurance Corporation. Report of the Manager, 1953. Report to Congress, 1953. Operating procedure for agents (stencil), 1954. Crop insurance underwriting (stencil), 1953. Wheat Crop Insurance: Regulations for 1953 and succeeding Crop years (stencil). Crop insurance underwriting, Washington, D.C., 1953. Wheat sales handbook, Washington, D.C., 1954. Adjuster's handbook, Washington, D.C., 1949. Adjuster's manual (stencil), 1954. Adjuster's manual, Washington, D.C., 1954. Method of determining county average coverages and county average premium rates for 1953 Spring wheat and 1954 Winter wheat Crop insurance programs (stencil), 1954. calculating 1945 county check yields and county check premium rates for corn (stencil), 1954. Federal Crop insurance, a description prepared by W. H. Rowe (stencil), 1954. All Risk Crop insurance by J. Buckler (stencil), 1954. (2) U.S. Dep. of Agriculture, Bureau of Agr.cult. economics. Hail insurance on growing crops, Washington, D.C., 1951. (3) Donell, Ph. A., Crop insurance in the U.S., The Spectator, 1946. (4) Ass. Internationale des Assureurs contre la gréle. Ernteversicherung in den U.S.A. (stencil), 1954. (5) Fäh, E., Neue Tendenzen der Ernteversicherung in U.S.A. (stencil), 1954. (6) Honerla, Moglichkeiten und Grenzen einer allgemeinen Ernteversicherung in der Landwirtschaft, Dissertation, Kiel (utdrag i stencil), 1952. (7) Rommel, C, Compulsory crop insurance, 1942, Intern. Inst, of Agriculture XXXIII, No. 6. (8) Das Obligatorium in der Ernteversicherung, Intern. Landwirtschaftl. Rundschau, I. Agrarwitschaft., XXXIII: 6, 1942. (9) Die Ernteertragsversicherung in den Ver. Staaten, Schw. Zeitschr. fur Volkswirtsch. u. Stat., 1951. (Ergängzung, Manuscript 1954). (10) Die Entwicklung u. der heutige Stand der Ernteertragsversicherung in den Verein. Staaten von Amerika, Schweiz. Landwirtschaftl. Monatshefte, 1954.

263 (11) Ray, P. K., F.A.O., Crop Insurance and the problems of its application to underdeveloped countries, Rome, (stencil), 1954. (12) Manitoba Crop Insurance Commission, Report, 1954. (13) Proceedings of Research Conference on Risk und Uncertainty in Agriculture, Bull. 400, Fargo, 1955. (14) Schweiz. Hagelversicherungsges. Bestimmungen betr. die unentgeltliche Vergiitung von Elementarschäden, 1950. (15) Åstrand, H., Skördeförsäkring i Förenta Staterna., Jordbrukets Utredningsinstitut, medd. nr 15, 1953. (16) Utländska erfarenheter av skördeförsäkring, Landsbygdens försäkringsbolags årsredogörelse, 1954. Hagelförsäkring i Sverige (17) Hagelförsäkringen i Sverige, utredning av ett hagelförsäkringsbolag, 1951. (18) H. Larsen, agr., Hagelskadevärderingens utförande, föredrag, 1951. (19) Hj. Nilsson, rektor, Allmänna synpunkter på värdering av hagelskador, föredrag, 1951. (20) S. Ljung, agr., Vissa organisatoriska och tekniska frågor i samband med hagelskadevärderingen, föredrag, 1951. (21) H. Westin, avd.chef, Skaderegleringen vid huvudkontoret — några synpunkter och önskemål, föredrag, 1951. (22) Skand. Kreatursförs.bol., örns. Blanketter till försäkringsbrev med försäkringsvillkor; Ansökningsblanketter. Blankett till registrering av hagelskada, protokoll för värdering av hagelskada, skadeanmälan. Hålkort för statistisk bearbetning. Premietariff för Södermanlands län (23) Allmänna Hagelskadeförsäkr.bolaget, öms. 1900—1925, 1925. Allmänna försäkringsvillkor. Bolagsordning. Blanketter för skadeanmälan och värderingsprotokoll. Blanketter för registrering av hagelförsäkring.

Bilaga B

Matematiska härledningar till kapitel 2—4

1. Sambandet mellan riskpremie och frekvensfunktionen

för skördevärde

Låt z vara skördevärdet per ha för viss gröda och a arealen besådd med denna gröda. Låt f(z) vara frekvensfunktionen för skördevärdet med semi-invarianterna xn för n = 1, 2, 3, 4. Sätt vidare v = xx; a= \Jx2 = w • v; ax = z — v; of(z) = ip(x). Betrakta en ren kollektiv försäkring, där ersättningen per arealenhet beräknas enligt formeln: (1 — Pi) [(1 —Pi) v — z] (d.v.s. självrisken = pxv + p2 e0, e0 är ersättningen för p2 = 0) samt premien är genomsnittet för ersättningsenheten över en period under vilken a antages konstant. Premie-, normskörde- och ersättningsenhet sammanfalla således. Låt vidare r vara riskpremie per arealenhet och r riskpremie per normskördekrona så erhålles T = (1 - p2)f [(1 -P1)U-

Z] f{z) dz

(1)

w)

(2)

r = (l — p2) w F(Pl; w)

(3)

och genom variabeltransformation r = ( 1 — p2) a-F(Pl;

_Px

^(PiJ «0 = f (-%-*) y>{*)**• Enligt en känd asymptotisk utveckling (Edgeworth's) med restterm av samma ordning som den första utelämnade termen gäller på rätt generella villkor, o m y , = - ^ 0 ; y„ = ^ | ' •»•

A/3/2

A-o

(snedhet, excess resp.), att W(x) = «?(*) - | i y(3)(x) + & ^ ( x ) + 1? y« ^a)( x )

' «

-J3 /V2

(4)

där 9?(x) är den normala frekvensfunktionen och <p(n)(:c) n:te derivatan av cp(x). (Jfr Cramér, Math. Meth. of Stat., 1945, 17.7.5.) 2. Riskpremien för en brukningsenhet Definiera för den Ute brukningsenheten ,z, ta, j(z), tXn, tv, {a, {w, ^(x), iVu iYt motsvarande storheter och funktioner som i 1 angivits för ersättningsenheten.

265 I den kollektiva rena försäkringen antages ersättningsenhetens riskpremier och ersättningar fördelade i förhållande till varje brukningsenhets med grödan besådda areal. Under förutsättning att arealfördelningen inom ersättningsenheten icke ändras, ger (2) medelvärdet av ersättningarna för varje arealenhet i ersättningsenheten' d. v. s. de för varje brukningsenhet erlagda premierna balansera exakt mot de ersättningar, som kunna förväntas under en lång period under vilken tillväxtfaktorerna varierat på samma sätt som under den period, som legat till grund för premieberäkningen. Försäkringen är sålunda skälig. Sätt nu y(x) = ty)(x) +^(x), där enligt (4) erhålles

A') = S r * r»W + ä4! ^ ¥*& + 10(yf~'y;) v^)

(5)

Då kan (2) skrivas: tPi

(* ~ iP2) i°f

d ä P

[~^

i P l = f 'Pil

- * ] (Mx) + tö(x)) dx,

(6)

l-lP2 = ^(l-Pa)

Koefficienterna för <pW(x) i (5) äro av låg storleksordning. Vidare är - och — w fw stora tal (storleksordning 3—5), varför utbyte av den undre gränsen emot — innebar att man adderar eller subtraherar integralen över ett intervall, där w(x) är försvinnande liten. Om vi antaga att td(x) kan försummas i jämförelse med iV>(x) kan vi sålunda skriva (6): r

^ (1 — tP2) & F(iPl; iW).

(7)

Högra ledet i (7) är riskpremien för en individuell ren försäkring för vilken ersättningen beräknas enligt formeln (! iPz) [(1 — {Pi) tv — tz] samt premien genomsnittet för en ersättningsenhet = brukningsenheten i för en period under vilken {a antages konstant. Med god approximation gäller sålunda att den kollektiva försäkringen med självrisken px v +p2 e0 för brukningsenheten i genomsnitt ger samma skydd som en individuell försäkring för brukningsenheten med självrisken f-ft^

+

f l - ^ l - p j j A .

En forändring av självrisken, som innebär högre självrisk vid större variation synes skälig. Den kollektiva rena försäkringen säges därför vara i genomsnitt effektiv. i den mån som brukningsenhetens självrisk icke bedömes bli för låg eller för hög. (Riskpremien per normskördekrona r är given i (3). Med samma härledning som ovan kan visas att denna med god approximation är lika med riskpremien för en individuell ren försäkring med självrisken iw

-

T

w

"1

-Pl.(„+[l--(l-p2)J,e,

266 Härav följer att om w = tw är riskpremien per normskördekrona för den kollektiva försäkringen approximativt lika med denna riskpremie för en individuell försäkring med samma px och p2.) 3. Riskpremier för individuell kombinerad försäkring Betrakta en statistisk enhet s. Låt det realiserade skördevärdet år / av grödan k vara ,v,k och ,aik den därmed besådda arealen. svjk är ett sample value av en statistisk variabel szjk som för fixt s, /, k är slumpmässigt fördelad. Kalla medelvärdet av <zik för fixt s, j och k för szjk. Detta medelvärde är en matematisk funktion av samtliga tillväxtfaktorer (sef>, .ej» . . . ) - • * Vi antaga att denna matematiska funktion kan skrivas: ,zjk = sck• sGj(sej) + sdk, (8) där ,G, är en för året /, enheten s given funktion av se/ samt sck och sdk konstanter Utvälj nu en viss gröda till »basgröda» och låt basgrödan vara k = 1 erhalles ur (8) sG/(s£/)=i(s5/1-sd1)

O)

S1-!

Genom att insätta (9) i (8) för k ^ 1 erhalles:

Äk-JP-Ä + ^P

(10)

j(i) — 2 *

där • N u ä r ^ i c - jtyk +sx}k, där sx;7c är en*>tatistisk variabel med medelvärdet 0. Härav erhalles för k ^ 1 där ,1g» - sx/fe + s^I^ - «4 U '«%' för /c = 1 gäller (11) om fA<» sättes - 1 och ,$> = 0. I ekvationen (11) är för fixt 5, k, J$> konstant. Vi antaga nu att s | $ aro sinsemellan okorrelerade för k - 1, 2 . . ., okorrelerade med I % samt normalt fördelade (0, «0$). Då är (11) regressionen av szjk med avseende pa szh med SXA , &fc som regressionskoefficient och residuum. Betrakta nu delområdet i av s och antag att szjk, Jg>, ,$> for fixt y och /c aro desamma för delområdet i. Låt iay& vara den i området i med grödan k år / besådda arealen. Lat vidare det totala skördevärdet av alla grödor i området i år / vara pf och motsvarande normskördevärde <v* samt den totala arelan Zpjk = ja/. Då erhalles 4; (fc) .rf-i--Ifogutyk (12a) ial

(*)

. K - i £fa /fc ,F* där siTA är ett estimat av medelvärdet av szik över tiden.

(12b)

267 Genom insättning av sVjk i (11) erhålles efter någon räkning: (12 c) där \»i

s"n S»!

sVj

iOj

Var GIH ="==!

(Ä)

ia;fc s°;7c (A)

MT

27,* •

>

*

(*) sy71 är ett sample value av en variabel SY och ^yj"* av en variabel tY*. Låt semi-invarianterna av SY vara s%n och av iY* ,x*. Enligt (12 c) blir då

sxl — i^l — 1

(12 d) [s^ n/2

U^J

(1 + a $ ~

n/2

för n = 3, 4,

där coy = — % — Sätt nu SX • v / ^

= SY — 1; £X* • ^

= tY* — 1

så kan frekvensfunktionen för SX och fX* resp.^ sy)(x) och ^*(x) utvecklas enligt (4). Låt nu riskpremien per normskördekrona för en kollektiv ren försäkring av basgrödan i den statistiska enheten s med självrisk psVk vara S1rip med O-punktsmomentet av 2:a ordningen S1r2p samt skadefrekvensen slrop samt tr*p motsvarande kvantiteter för en individuell kombinerad försäkring av brukningsenheten i med samma självrisk så är, om -po

sJnp = s-Rnp(s^2 1/2) m e d sip{x)

(13 a)

i~rnp = iKp{iX*2~112) m e d iip*(x)

(13 b)

Med användande av (12 a)—(12 d) kan, med kännedom om Ä.

# .

rf

OCh ^ / r f ' ,

S«4/S(7^

268 (koefficienterna i utvecklingen av sy)(x)), dessa koefficienter efter funktionerna.

(13 a) och (13 b) sedan utvecklas med -på

V9np($) =

- - " ^ * / H

+ Z)n <P(V) (*) dx>

(14)

Genom integrationer k u n n a dessa funktioner erhålles som lineära funktioner av den normala fördelningsfunktionen &(x) och dess derivator, där koefficienterna bero p å p och ft. Med användande av tabeller över &(n\x) kan sålunda tr^p i princip beräknas, om man känner svk, s?$\ sctfc1) samt snedhet och excess för sy(x)- D å osäkerheten i det statistiska materialet måste anses för stor för estimering av snedhet och excess, användes i stället följande approximativa metod. Beräkna för ett antal statistiska enheter med användande av arealfördelningen på grödor i den statistiska enheten efter regressionsanalys riskpremie, 2:a momentet och skadefrekvens för en kollektiv kombinerad försäkring under antagande av a t t snedheten = excessen = 0, R'np ( s «2 -1/2 )- Kalla de statistiskt erhållna värdena för dessa kvantiteter för si*np. Då är tydligen för varje värde på p : srnp

— Rnp{x2

)=Q

\Tyi4^P

— —

+ J2 ) '

"

'

där yx och y 2 är snedheten och excessen. Nu föreligger emellertid statistiska värden på s r* p för n = 0, 1, 2, p = 0,2, 0,3, 0,4. Genom differensbildning av (14) för t v å olika värden på p erhållas för varje n 2 ekvationer innehållande sr*npi — sr*nPi Härigenom elimineras skördeår, för vilka skörden understigit 40 % av normskörden. Det är a t t antaga a t t frekvensen av dylika skördeår är för låg för a t t under en observationsperiod av 30 år ge säkra resultat. 1 Härefter underkastas de sex differenserna av (15) en statistisk analys, varvid högra ledet i (15) utjämnas som funktion av SK*2. (En liknande analys utföres även för olika grödor.) Med hjälp av dessa analyser approximeras u t t r y c k e t i (15) med funktionen h (s^2~1/2)Som närmevärde på (13 b) erhålles då &Äiftp(u)+Ä(n), där u =

(16)

få)-*

denna funktion tabelleras för varje s och olika värden på u. Det praktiska förfaringssättet för beräkning av riskpremien i en individuell kombinerad försäkring blir då att för en given arealfördelning ^a^ beräkna txl2 enligt (12 d) och tu = (j^2) -1/2 o c h d e n sökta riskpremien erhålles då ur tabellen över R'np{u) + h(u) med u = ,u. Ersättningen till brukningsenheten i beräknas med användande av (12 a), (12 b) och blir (1 — p) • $ — t i£.

1 Förväntat antal år av 30 med skördar understigande 40 % av medelvärdet är under antagande av normal fördelning om variationskoefficienten är så hög som %: 1,7 ± 0,4, vid variation skoefficienten a/8: 0,7 ± 0,8.

Bilaga C

Teorin o m individuell kombinerad försäkring tillämpad på en konstruerad modell K. Ångström

Med hjälp av binomial random numbers, som utgöres av slumpvis valda normalfördelade tal, har en modell av tre grödors hektarskördevärden konstruerats enligt följande uppbyggnad: v2 = 3x+y2 + 7

100 kr/ha

v3 = 4x+z/ 3 +10 J Där x, y1} yt och y3 äro av varandra oberoende normalt fördelade variabler, x, y2 och y3 ha medelvärdet 2 och spridning 1, medan yx har medelvärdet 0 och spridning 2. Härav erhålles följande karakteristika: Gröda Vi v2 v3

Normskördevärde i kr per ha 1 000 1 500 2 000

,r . . . 7 a r l J;tionskoefficient 0,20 0,21 0,21

Grödorna äro okorrelerade med undantag av v2 och v3, mellan vilka korrelationskoefficienten är y/144/170 = 0,920, som är ett mått på samvariationen. Modellen omfattar 30 år enligt tabell 1. Tabell 1 utgör primärmaterial för beräkning av totala skördevärden per brukningsenhet enligt tabell 2. Härvid har följande arealfördelningar tillämpats Brukningsenhet

Vl

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13

2 2 2 1 3 1 3 — 3 3 6 — —

Areal per gröda i ha „, Vf

2 1 3 2 2 3 1 3 3 — — 6 _

2 3 1 3 1 2 2 3 — 3 — — 6

270 I tabellen har skördeskador (vid en självrisk = 20 %) kursiverats. Summa ersättningar per brukningsenhet har så beräknats. Vidare har den teoretiska riskpremien r0 (i kr) beräknats för varje brukningsenhet enligt Bil. B (2) (sid. 264). Den teoretiska (sanna) riskpremien r0 kan beräknas emedan vi känner skördeutfallets fördelning exakt, ty detta är ju en konstruerad modell. Vi utgå nu ifrån att vi ej känner konstruktionen och då ej heller fördelningen. Med utgångspunkt från antagandet om normalfördelat skördeutfall uppskattar vi normskördevärdet per ha och variationskoefficienten för varje gröda. Vidare uppskattar vi samvariationen mellan grödorna och beräknar på grundval av dessa riskpremien r2 i kr. för varje brukningsenhet enligt Bil. B (2). Vi kunna också uppskatta riskpremierna för de tre grödorna i ren försäkring direkt genom att beräkna medelersättningen per år och får härav en uppskattning av variationskoefficienten och kunna även nu beräkna riskpremien, som vi i detta fall kallar rx. Om vi i tabell 2 jämför ersättningar med summa riskpremier, finner vi den bästa överensstämmelsen i rv Detta får emellertid ej tas som ett kriterium på att rx är den bästa uppskattningen. I detta fall har den bästa uppskattningen gjorts i rt som ligger något närmare den rätta riskpremien r0. Vi övergå nu till att studera samvariationens betydelse. Betrakta då först den teoretiska riskpremien per normskördekrona rp, som ej är behäftad med fel. De största riskpremierna per normskördekrona erhålles då för brukningsenheterna nr 11, 12 och 13 emedan dessa ha enbart en gröda var samt för brukningsenhet nr 8 som enbart har grödor med samvariation. Den lägsta riskpremien finner vi för brukningsenhet nr 5, 7, 9 och 10, där riskutjämningen mellan grödorna med hänsyn till samvariationen är störst. Detsamma kan observeras beträffande de uppskattade riskpremierna rx och r2. Det bör slutligen poängteras att de låga ersättningarna jämförda med riskpremierna är en ingalunda onaturlig företeelse. Skillnaden hade lika väl kunnat förekomma i motsatt riktning. Vi märker att antalet ersättningar är relativt få och osäkerheten blir därför stor. För jämförelse har materialet byggts ut ytterligare 50 år och bland dessa valts ut en 5-årsperiod med stor skadefrekvens som ger belägg för att en mycket lång tid behövs för en god uppskattning av riskpremien. Resultatet kan studeras i tabell 3.

271 Tabell 1. Medelst normalfördelade slumptal konstruerade skördevärden 10 ha för 3 grödor vlt v2 och v3 År

i kronor per

"i

Vi

"s

9 779 7 546 10 089 10 931 10 361 9 441 5 184 10 784 12 576 8 768 12 129 7 247 10 071 10 507 10 384 11 688 9 955 12 516 10 536 10 775 10 964 12 597 8 657 8 903 9 023 12 421 10 921 8 146 12 457 11143

14 396 11 638 14 898 10 808 18 558 15 589 17 618 16 786 12 784 17 955 10 937 14 598 11 966 11 863 17 141 9 757 16 786 15 826 12 330 17 880 15 756 13 848 18 927 13 272 18 674 17 239 19 513 14 176 19 972 17 034

21 920 14 644 18 155 15 356 21 215 20 660 23 530 21 186 17 183 24 727 17 542 16 237 16 014 16 551 22 843 13 841 18 965 21 236 16 561 24 258 24 770 19 325 22 471 16 040 26 471 21 215 22 664 16 955 25 900 22 346

Normskördevärde m^

10 217

15 284

20 026

Teoretiskt normskördevärde m 0

10 000

15 000

20 000

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30

Observerad korrelationskoefficient mellan vt och vt är 0,87 Teoretisk » » » » » » 0,920 yx har observerats vara oberoende av v2 och vt, vilket överensstämmer med konstruktionen. Materialet utbygges med följande 5-årsperiod för testning år

i>i

vt

*>»

101 102 103 104 105

9 460 7 184 10 418 11 345 10 795

8 553 11 806 15 317 17 061 6 621

13 796 16 459 j 20 346 j 19 951 11 917

272 Tabell 2. Totala skördevärden per brukningsenhet och år beräknade från ett konstruerat material enligt tabell 1 Brukningsenhet

13 Arealfördelning 2:2:2 2:1:3 2:3:1 1:2:3 3:2:1 1:3:2 3:1=2 -:3:3 3:3:- 3:-: 3 6:-:- -:6:- -:-:6 i ha år

2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30

9 219 9 971 8 467 10 433 8 004 9 680 8 757 10 895 7 253 9 510 5 867 8 638 13 152 6 766

7 066

8 628 8 954 7 419 7 874 10 027 10 293 9 138 9 645 9 266 9 858 9 751 10 191 8 509 8 949 10 290 10 967 8 122 8 782 7 616 7 780 7 610 8 015 7 784 8 253 10 074 10 644

6 465

7 475

6 055

7 174

6 356

7 885

5 755

6 657

8 303 9 435 6 964 7 862 9 761 11 112 8 631 10 260 8 675 11 101 9 311 10 791 8 069 8 969 9 613 11 886 7 461 8 662 7 453 8 515 7 205 8 205 7 315 8 389 9 503 11 320

7 821 9 109 8 148 9 916 7 496 8 473 6 976 7 406 7 431 7 849 6 522 7 886 8 941 10 846 9 207 11 932 8 676 9 473 8 016 9 752 8 523 10 875 7 509 9 030 7 431 10 509 8 023 12 344 9 841 8 614 8 711 10 351 9 151 11 392 8 271 9 591 8 047 8 529 8 488 8 990 7 608 8 928 8 694 11 208 9 371 12 805 8 017 10 049 7 580 8 002 8 241 8 544 6 920 8 901 6 717 8 351 6 881 9 251 6 554 7 045 7 015 7 799 7 421 8 393 6 611 7 826 7 179 7 919 7 649 8 524 6 711 8 117 8 827 10 749 9 398 11 995 8 258 9 968 7 057 7 466 6 648 7 272 6 841 6 864 7 250 7 079 6 434 7 659 9 141 9 359 8 923 10 042 8 240 9 824 8 458 10 725 8 022 8 676 9 916 10 457 9 375 10 787 9 043 10 246 9 585 11 119 8 503 10 126 7 885 8 309 7 462 8 488 7 282 8 064 7 706 8 667 6 860 8 129 10 581 11 220 9 945 11 931 9 234 11 293 9 872 12 641 8 597 10 510 10 298 11 199 9 397 11 679 8 917 10 777 9 819 12 158 8 016 10 720 9 154 9 702 8 606 9 827 8 281 9 279 9 029 9 952 7 934 9 577 10 011 10 365 9 657 11 392 8 629 11 038 8 984 12 419 8 275 9 338 7 643 7 920 7 366 8 356 6 929 8 079 7 206 8 794 6 653 7 483 10 834 11 613 10 053 12 578 9 088 11 798 9 869 13 544 8 309 10 648 10 175 10 573 9 777 11 054 9 295 10 656 9 693 11 536 8 898 10 091 10 620 10 935 10 305 11 794 9 445 11478 9 760 12 653 9 130 10 076 7 855 8 133 7 582 8 736 6 974 8 458 7 252 9 339 6 697 7 530 11 666 12 259 11 073 13 010 10 321 12 417 10 914 13 762 9 729 11 507 10 105 10 636 9 573 11 225 8 984 10 693 9 516 11 814 8 453 10 047

4 528

6 983

8 786

6 053 8 939 10 893 6 559 6 485 9 214 6 217 11 135 12 729 5 665 9 353 12 396 3 110 10 571 14 118 6 470 10 072 12 712 7 546 7 670 10 310 5 261 10 773 14 836 7 277 6 562 10 525 4 348 6 759 9 742 6 043 7 180 9 608 6 304 7 118 9 931 6 230 10 285 13 706 7 013 5 854 8 305 5 973 10 072 11 379 7 510 9 496 12 742 6 322 7 398 9 937 6 465 10 728 14 555 6 578 9 453 14 862 7 558 8 309 11 595 5 194 11356 13 483 5 342 7 963 9 624 5 414 11 204 15 883 7 453 10 343 12 729 6 553 11 708 13 598 4 888 8 506 10 173 7 474 11 983 15 540 6 686 10 220 13 408

r

0,90

0,93

0,89

1,31

0,61

0,64

1,75

0,64

0,69

1,66

1,93

1,82

r

81 31 56

88 30 64

76 39 55

131 50 97

49 91 33

123 56 92

54 20 35

184 83 142

48 34 32

62 23 35

100 91 63

174 128 127

218 85 153

v r0 i

r, m0 m1 0,8 m! Summa ers. 30-r0 30 -rt

30 T ,

9 000 9 500 8 500 10 000 8 000 9 500 8 500 10 500 7 500 9 000 6 000 9 000 12 000 9 105 9 580 8 631 10 086 8 125 9 612 8 599 10 593 7 650 9 073 6 130 9 170 12 016 7 284 7 664 6 905 8 069 6 572 7 690 6 879 8 474 6 120 7 258 4 904 7 336 9 613

745 796 697 1 598 517 1626 523 2 430 2 640 2 280 3 930 1470 3 690 1 620 930 900 1 170 1500 2 730 1 680 600 1680 1 920 1 650 2 910 990 2 760 1 050

2 690

814 2 742 3 834 2 539

5 520 1440 1 860 3 000 5 220 6 540 2 490 1 020 690 2 730 3 840 2 550 4 260 960 1050 1890 3 810 4 590

teoretisk årsriskpremie i förhållande till teoretiskt normskördevärde. teoretisk årsriskpremie i kronor för brukningsenheten. uppskattad årsriskpremie i kronor med hjälp av enskilda grödors observerade riskpremier. » » » » » » » » » » variationskoefficienter, teoretiskt normskördevärde för brukningsenheten. uppskattat normskördevärde för brukningsenheten = medelskördevärdet åren 1—30. Alla värden ha beräknats för brukningsenheter om 6 hektar.

273 Tabell 3. Resultatet från 30 års-perioden tillämpat på en 5-årsperiod längre fram i konstruktionsmaterialet. Totala skördevärden per brukningsenhet och år beräknade från ett konstruerat material enligt tabell 1 Brukningsenhet

13 Arealfördelning 2:2:2 2:1:3 2:3:1 1:2:3 3:2:1 1:3:2 3:1:2 -:3:3 3:3:- 3:-: 3 6:-:- -:6:- -:-:6 i ha år

101 102 103 104 105

6 362 7 090

6 886 7 555

5 838 6 625

6 795 8 017

5 928 6 162

6 271 7 552

5 928 6 162

6 705 5 404 6 977 5 676 5 132 8 278 8 480 5 697 7 093 4 310 7 084 9 873 9 216 9 719 8 713 10 209 8 223 9 706 8 726 10 699 7 721 9 229 6 251 9 190 12 208 9 671 9 960 9 382 10 532 8 811 10 243 9 100 11 104 8 522 9 389 6 807 10 237 11 971 5 866 6 396 5 337 5 979 5 754 5 449 6 284 5 561 5 225 6 813 6 476 3 973 7 150 Summa ers. 2 534 2 155 2 915 3 416 5 288 3 798 2 263 4 682 2 034 891 594 5 819 3 798 5 • r2 280 320 275 485 165 460 175 710 160 175 315 635 765

rz = uppskattad årsriskpremie i kronor med hjälp av enskilda grödors observerade variationskoefficienter (för 30-årsperioden). Alla värden ha beräknats för brukningsenheter om 6 hektar. Normskördevärden mx enligt tabell 2 ha använts för beräkningen av ersättningarna.

18— 708143

Bilaga D

Sambandsfunktioner i ersättningsformeln

1. Olika slag av

samvariation

Om det betingade medelvärdet av den statistiska variabeln | x är en linear funktion av de statistiska variablerna £2, | 3 . . . £ n , säges regressionen av £x med avseende på £2 • • • £n vara given med ett plan — regressionsplanet. Ekvationen för detta kan skrivas:

Il — [/?i2.34 . . . n £ a + • • • + An-23 . . .n-l£n] = 0,

(l)

där koefficienterna för £x . . . £ n bestämmas av villkoret, a t t medelvärdet av kvadraten på residualen, Y 1 2 3 . . . n, skall vara så litet som möjligt. Sambandet mellan £x och £2 mätes av £>12 = ^12o-2/o'1, där j512 är regressionskoefficienten för £x med avseende på | 2 , o-! och cr2 = spridningen för £x resp. £2 och Q12 korrelationskoefficienten. Är n>2, utgör Q12 ett m å t t på den totala samvariationen mellan £ och £2 och kallas den totala korrelationskoefficienten. E n del av denna samvariation beror på att £x och £2 samvariera med £ 8 . . . £ n . Om sistnämnda samvariation elimineras, så utgör återstoden den partiella samvariationen mellan £x och £2 med avseende på £ 3 . . . £ n . Denna partiella samvariation mätes med korrelationskoefficienten mellan Ylm3l,.. n och Y 2 3 4 . . . n, som kallas den partiella korrelationskoefficienten mellan | x och £2, medan /? 1 2 . 3 4 . . . n kallas den partiella regressionskoefficenten av £x på | ? med avseende på £ 3 . . . £ n (Cramér, Math. Meth. of Stat. 1945, 23.2—23.4). Om medelvärdet av £x är en icke linear funktion av variablerna £ 2 . . . £ n , kan variationen av en viss variabel £y medföra en effekt, som beror på variabeln ijk även om Qjj. = 0. Ty antag t. ex. a t t £2 och £3 äro okorrelerade samt ^1.23 = il

[/?12.3 £2 + /5l3.2 £3 + 7l23 £2^3 ]•

E t t tillskott A 2 till £2 ger då £x tillskottet A l = (012.8 + yi2 3 ls) A 2 Vi införa nu följande begrepp: Inverkan av £2 på £ säges vara obetingad av £3 om den av variationen i £2 förorsakade variationen i £x är oberoende av £3 och i motsatt fall betingad av £ 3 . Om regressionen av | x med avseende på £ 2 . . . £ n är linear, kan samvariationen mellan £ och £2 enligt ovan uppdelas i t v å delar, den ena delen beror på samvariationen mellan dessa och £8 . . . £ n , medan den andra mätes med den partiella korrelationskoefficienten, £> 12)34 ... n. Man kan då säga a t t £2 har en total inverkan på £x, som är uppdelad i en direkt inverkan och en indirekt d.v.s. via £ 8 . . . £ n . Vi generalisera denna definition a t t gälla även vid icke-lineära regressioner. Slutligen förutsattes icke heller a t t det behöver vara fråga om en regression. L å t nämligen xx . . .xn betyda matematiska storheter av något slag och anta a t t dessa satisfierar en relation av något slag av formen xt = G(x 8 , ...Xn)

(2)

275 E n ändring i x2 kan då medföra en ändring av x3. . . xn. Vi k u n n a då beträffande inverkan av x2 på xx tala dels om en direkt, dels om en indirekt effekt d.v.s. via x3 . . . xn.

2. Statistiska

variabler som parametrar. Utbudet uttryckt sambandsfunktioner

som

olika

E n statistisk variabel kan i vissa problem betraktas som icke-statistisk. Exempelvis är antalet i en trafikförsäkringsanstalt försäkrade motorfordon och av en viss jordbrukare med viss gröda besådd areal statistiska variabler. I studiet av trafikförsäkringen betraktas antal motorfordon som icke-statistisk parameter. Det ligger då nära till hands a t t betrakta arealen som icke-statistisk parameter i skördeförsäkring vid bestämmande av riskpremien. För en och samma statistiska variabel eller statistiska process kan m a n ha användning för olika regressionsytor beroende på vilka variabler som äro av intresse för problemställningen. Detta belyses av följande exempel. Låt ut betyda utbudet av en vegetabilisk jordbruksprodukt vid tidpunkten /, st skörden för skördeåret, lt lagerhållningen vid tidpunkt t av årets skörd, nt den kvantitet av skörden, som inte utbjudes i marknaden. Då blir, om man bortser från lager från tidigare skördeår, ut = st —• lt — nt. Om dt är hektarskörd, at arealen för skördeåret och regressionen av dt, lt, nt resp. med avseende på ej specificerade variabler ipd, iplf ipn resp. så är u

t = atWd{xi • • • »ni £lt • • • int) — vfyi • • • 9n> Vw-a

d

Vmt) ~

n

- y „ ( * i . . . z n ; Cii • • • Uti = Xu( t> t> h> t) • 3. Ersättningen

i

(3)

skördeförsäkring

Ersättningen baseras på t v å skördevärden, normskördevärde och aktuellt skördevärde (se Kap. 2). E t t skördevärde är en produkt av kvantitet och pris. Kvaliteten har ingen direkt inverkan på skördevärdet. Däremot påverkar kvaliteten priset (eventuellt påverkas även kvantiteten). Även kvantiteten har en indirekt (lika väl som en direkt) verkan på skördevärdet, i den mån priset beror på kvantiteten.

4 . Ersättningens

sambandsfunktion

om priset betraktas som

parameter

Vi förutsätta tills vidare a t t priset är en icke-statistisk variabel och a t t inverkan av kvantitet och kvalitet kan försummas. Då kan formeln för ersättningen skrivas: an • [(1 — pj) dt — dt], där dt är en statistisk variabel med ett på ett eller annat sätt bestämt medelvärde dt; a och TC äro parametrar. Låt x = (Xj . . . xm) samt rjt = ( | l 4 . . . £ w ), där rjt är en vektor av »försäkringsbara» faktorer, och L,t = (£ &+1 , t . . . gnt), en vektor av »ej försäkringsbara» faktorer samt d

t = Wd{xi • • -aW £it • • • £nt) = V>d{x; Vf Q-

(4)

Låt nu £J vara ett lämpligt valt värde av £ och rjt det värde av r\ till vilket utjämning skall ske. Ersättningen kan då skrivas

276 OTz[(l — Pi) fd(x;

rjt, tt)—V>d(x'> Vt £*)]•

(5)

Om nu inverkan av rjt på dt vore obetingad av C t > innebär detta a t t ersättningen för p : = O är oberoende av valet av £'t. Däremot blir självriskbeloppet beroende av detta val. Om man väljer £f med hänsyn till de realiserade förhållandena, blir självriskbeloppet Pi ipd (x, r]t, C() mindre vid felaktigt sortval och felaktiga bearbetningsmetoder, vilket innebär a t t brukaren skulle få fördel av de felaktiga metoderna. Nu är emellertid sannolikt icke inverkan av r\t obetingad av t,t. Klimathärdighet eller resistens mot insektangrepp kan minskas genom felaktigt sortval eller felaktiga bearbetningsmetoder. Detta innebär a t t jordbrukaren får icke blott fördelen av en mindre självrisk utan även av en större avvikelse på grund av felaktigheterna. H ä r a v följer a t t hagelförsäkringens metod a t t basera normskördevärdet på en uppskattning av vad som skulle erhållits vid i övrigt lika förhållanden, är principiellt oriktig i fråga om allrisk-försäkring. Den metod, som användes av den amerikanska skördeförsäkringen, innebär i princip a t t den realiserade skörden korrigeras till att motsvara ipd(x;rjt, £t), d. v. s. med en sorts genomsnittligt £t, vilket skulle motsvara ~£t, som erhålles i första termen för de statistiska enheterna. De i kapitel 2 till 3 föreslagna metoderna baseras på förutsättningen att den realiserade skörden för varje gröda på en brukningsenhet uppskattas med medelvärdet för den statistiska enheten och a t t i detta medelvärde effekterna av individuella skillnader i £t utjämnats. Detta motsvarar a t t man i princip i båda termerna valt ££ = £t. Av ovanstående framgår a t t denna metod är a t t principiellt föredraga.

5. Samband

mellan pris och olika statistiska

variabler

I den ekonomiska statistiken har för sambandet mellan utvecklingen av konsumtion, produktion, allmän prisnivå, produktpris, befolkning m. m. uppställts mycket generella modeller. I vissa fall ha dessa modeller konstruerats som rekursiva system, innebärande ett system av ekvationer (varje ekvation kan tolkas som en hypotes om ensidigt orsakssammanhang mellan två storheter), som möjliggör ett successivt bestämmande av status vid tiden t, då man känner status vid tiden t — 1. I andra fall ha modellerna konstruerats på annat sätt. Vid användningen av rekursiva modeller kan minsta kvadratmetoden användas för konstruktion av regressioner, medan vid användning av andra modeller method of m a x i m u m likelihood måste användas. I den ekonomisk-statistiska litteraturen har utförligt debatterats, vilken metodik som är att föredraga. (Jfr bl. a. Wold, H., Demand Analysis, Uppsala 1953, sid. 28 samt Frisch, R., Statistical confluence analysis, Univ. Inst. of Econ., 5, Oslo 1934, Haavelmo, T., The Statistical implications of a system of simultaneous equations, Econometrica, 1943, 11, Koopmans, T C , Stat, inference in dynamic economic models, Cowles Comm. Monograph., 10, Wiley, New York, 1950.) 6. Diskussion

av en modell för sambandet Generaliserad

mellan pris och olika ansats

prisfaktorer.

Vid behandling av olika pristyper i jordbruket brukar man ibland skilja mellan t v å pristyper, den ena där prisanpassningen sker direkt till tillgång och efterfrågan vid försäljningstillfället, den andra med tidsförskjuten anpassning. E t t ytterlighetsexempel för den första pristypen skulle då vara ett pris som vid konstant efterfrågan

277 varierar omvänt proportionellt med utbudet. E t t pris, som däremot baseras på föregående års utbud, skulle närmast räknas till den andra typen. En sådan indelning innebär en mycket stark förenkling. E n rekursiv modell, som av Bentzel och Wold (Skand. akt. tidskr., 1946,1—2, sid. 104) använts för a t t belysa metodiken för den s. k. sekvensmetoden har följande utseende: • et = oc17it + | t _ Pt = hnt-i n

+ M - i + Vt

t = Yi^t-i

+ y2Pt + 7zlt-\

. k = åJt^

+ pt — et 4- et

+ Ct

där e t> Pt> h ä r efterfrågan, produktion, lager vid tidpunkten /, nt är priset vid samma tidpunkt och $t, r)t, Ct> et störningar och a, /?, y, å parametrar. Det är uppenbart a t t om den av Bentzel-Wold föreslagna modellen generaliseras genom tillägg av termen yi pt_1 i ekvationen för nt blir pristyp 1 och 2 specialfall a v denna generaliserade modell. Priset på en vara bestäms i regel icke genom anpassning till endast en statistisk variabel, utan är på ett mera komplicerat sätt beroende av olika variabler i marknaden. I detta sammanhang kan påpekas att den fria prisrörelsen kan begränsas i mindre eller större grad genom marknadsorganisationen, prisöverenskommelser och direkta statliga regleringar. Det finns emellertid ingenting, som säger att den grova indelningen i pristyper behöver sammanfalla med indelningen i på detta sätt bundet eller fritt pris. E n bundenhet av det ena eller andra slaget kan resultera i ett fastläggande av a, p, y, d i modellen eller nödvändiggöra tillägg av ännu en term i ekvationen för nt, säg y5 yt, där yt är en variabel som på det ena eller andra sättet mäter graden av bundenhet. Den diskuterade modellen förutsätter lineära samband. För våra allmänna resonemang är detta icke tillräckligt. Vi göra därför följande ansats. n t — Xp ( a > yt> z> d*> *t> rt) d ä r a är arealen, z en vektor av parametrar och rt en vektor av statistiska variabler samt dt hektarskörd, kt skördekvalitet och yt graden av bundenhet samt %p en ej specificerad sambandsfunktion.

7. Ersättningens

sambandsfunktion

med priset som statistisk

process

Med a n v ä n d a n d e av nt i ersättningsformeln blir denna: a

t [(* - Pi) dtXÅa> Vt> z> dt, ku r't) — dt%p(a, ij't, z; dt, kt, x't)\,

(6)

där dt definieras i (4) och kt på liknande sätt. Man har nu a t t fixera valet av de »oförsäkringsbara» faktorerna y[, r't Det ligger närmast till hands a t t för den andra termen använda realiserat pris, antingen netto d. v. s. med avdrag för försäljnings-och lagringskostnader eller brutto d. v. s. utan kostnadsavdrag. l:a termens värdering bör då baseras på ett pris, som förväntas uppkomma under i övrigt lika förhållanden om dt, kt antaga genomsnittliga värden. Detta innebär a t t y[, r't bör väljas i anknytning till skördeårets förhållanden. Konsekvensen h ä r a v blir a t t normskördevärdet i fråga om andra prisfaktorer än dt, kt bör fortlöpande anpassas till skördeårets förhållanden. Detta gäller däremot ej för tillväxtfaktorerna (se under ( 5 ) ) . Resonemanget gäller i princip endast produkter där utbudet utgör en avsevärd del av totalproduktionen. Om för andra produkter den aktuella skörden evalveras med hjälp av alternativa produkter, gäller dock ovanstående härledning för alternativprodukternas värdering.

278 8. Värdering

i retrospektiv

statistik

När fråga är om retrospektiv statistik ställes problemet om värderingen av skördarna på ett annat sätt. De aktuella priserna måste här beräknas som de priser, som skulle ett visst år ha realiserats med årets värden på dt och kt och i övrigt prisfaktorer, som kunna förväntas komma a t t gälla för framtiden. Slutligen bestämmas normskördevärden som genomsnitt av de på d e t t a sätt värderade aktuella skördarna. I den retrospektiva undersökningen på statistiska centralbyråns skördeuppskattningar skedde värderingen enligt följande schema: a) Med hikmn avses hektarskörd för grödan mn i geografiska området k kommun eller stratum (se bil. K, sid. 351) för år i och aikmn avser motsvarande areal. I centralbyråns material förelåg hektarskördar fördelade på kommuner för v a r t och ett av åren 1922—1951, som häremot svarande arealer användes 1951 års jordbruksräkning för alla år. För det fall a t t hektarskörd för visst ikmn saknas i centralbyråns material sattes motsvarande a = 0. Gränsdragningen mellan olika slag av baljväxter har varit varierande under perioden, vissa år har en siffra angivits för kokärter och en för foderärter och vicker, andra år har kok- och foderärter sammanförts. I dessa fall har materialet alltid behandlats, som om foderärter räknats till andra gruppen. Detta medför obetydligt fel i hektarskörden, men ett större fel i värderingen. Växtslagens indelning framgår av följande tabell: l

brödsäd

Grödgrupper

m

(höstsäd

[vårsäd

fodersäd

3 Grödor

n

vete

råg

vete

råg

korn

havre

blandsäd

kokärter

foder ärter vicker

baljväxter

potatis

sockerbetor

hö

från vall

från äng

2 Foderrotfrukter och oljeväxter bearbetades ej. Vidare införes följande beteckningar: p r m n , hrmn normpriser och normskördar på basis av 1955 års jordbrukskalkyl sammanställda av Jordbrukets Utredningsinstitut (se bilaga H , sid. 329), där r avser hela landet för andra grödor än potatis och för potatis tre prisområden begränsade med hänsyn till försäljningens fördelning på hushålls- och fabrikspotatis. Med korrigerat pris avses Pikmn = c;rz • Prmn, där ciri definieras nedan.

279 Skördevärde per hektar: cvikm =

Zciriprmnaikmnhikmn Qikm (n)

»

»

»

i genomsnitt per period / : =

•

>

GikmcVikm,

däl

j<>

jClkm =

E 7

O-ikm •

i < i<1+9

b) Betrakta en viss vara med priset n0 och utbudet u0, i större eller mindre grad ersättbar med vissa substitut med utbuden ult u2. . . Låt / ' och ev vara oberoende av uQ, ux. . . men beroende av kvalitet, verkliga försäljnings-, distributions- och lagringskostnader och därav betingade lokala och säsongmässiga prisvariationer. Vi kunna då göra ansatsen för det fall a t t alla ej n ä m n d a prisfaktorer äro konstanta:

^o = / V e ° " r e i ^ e a - - -

(6)

Om fmn anses vara ett uttryck för / ' vid genomsnittlig kvalitet och genomsnittliga kostnader av ovannämnda slag, och nQff kan ersättas med {airl /i £ r i )- e< erhålles Pirmn = frmn^irl

Airl) - °:

(7)

Den Ångströmska undersökningen (bil. E, sid. 286 ff) visar a t t approximationen av 7t0lf är approximativt riktig för brödsäd (/ = 1). Beträffande baljväxter (Z = 4) måste undersökas om denna grupp bör uppdelas i t v å (se nedan). Likaledes torde man kunna diskutera om fodersäd (l = 3) och hö (l = 7) kan sammanslås i en grupp. För sockerbetor och potatis har antagits a t t egentliga substitut ej förekomma. För produkter — fodergrödor och potatis — där utbuden utgör en förhållandevis ringa del av produktionen, tages hänsyn härtill vid val av exponenter. Härav följer a t t Prmn — fr d ä r ari — 27 armn; mncl

hri =

27 armn mnd

och ärmn lämpliga viktstal för OCh Pirmn =

/airihiri\-e') \ arl hrl )

hrmn

hrmn ,

Prmn — Ciriprmn.

.

(8 a) '

x

Om för a skulle användas arealer enligt 1951 års jordbruksräkning så skulle a

ikmn

T-^ . ..

a

irl

— akmn Sikmn > d ä r Sikmn — . 2/ akmn Sikmn

Da ar =— = —^r= ari 2, akmn

*-i

0 där hikmn

= 0

=£ 0

.

»

hikmn

, 2, avser summering over k dr,

mn

d

1.

Detta uttryck blir med god approximation = 1, då grupper med e = 0 h a relativt liten vikt vid addition av stora grupper. Om sålunda armn bestäms enligt 1951 års jordbruksräkning kan (8 a) ersättas med

280 hirl

(8 b)

Cirl Pr

hrl

Om däremot armn skulle baseras på arealfördelningen i 1955 års jordbrukskalkyl så är det tänkbart att (8 a) och (8 b) icke bli ens approximativt likvärda. Antag t. ex. att arealen för brödsäd vore väsentligt högre 1955 än 1951 med samma relativa fördelning inom denna grupp på grödor och områden. Då skulle högra ledet i (8 a) bli mindre än högra ledet i (8 b). Tills vidare lämnas frågan öppen om arealfördelningen för l = 1, 3, 5—7 skall väljas i anslutning till jordbrukskalkylen eller 1951 års jordbruksräkning och därmed valet mellan (8 a) och (8 b). För 1=4 har dels vidtagits i a) angivna approximationer beträffande gränsdragningen mellan kokärter, foderärter och vicker, dels har prisundersökningen (bilaga E) ej givit resultat, och dels slutligen äro de båda undergrupperna ej ömsesidiga substitut. Detta sistnämnda förhållande innebär att (7) kan tillämpas endast om l ersattes med m, vilket emellertid skulle väsentligt försvåra bearbetningen. För bedömning av en möjlig approximation anföras följande siffror enligt Jordbruk och boskapsskötsel i jämförelse med hrmn.

Kokärter Foder ärter, vicker

Totalskörd

Areal enl. repr. arealinventeringar

Hektarskörd

ton

ha

kg/ha

hrmn

18 180

12 260

11 520

14 030

1 530

1 520

1 650

18 360

12 220

10 520

8 880

1 580

1 500

1 460

1 500

Av tabellen framgår att hektarskörden för de båda undergrupperna av grödor skilja sig med — 3,3, — 1 , 3 , 4% resp. åren 1951—1953, medan skillnaden i hrmn är 9% av hektarskörden för kokärter. 1951 skilde sig arealerna med 1 % och 1953 med 36,6 %. Om i (8 a) användes 1951 års arealer och samma värde på e för mn = 41 och 42, erhålles c,-41 (kokärter) i förhållande till ciiZ (foderärter + vicker): p± = [0,91(1 + öi)]-e< där hUl = (1 + öi)hU2 di är av storleksordningen 0,04 och således är då 0 < e4 < 1: 0,95 < [0,91(1 + ( 5 ; ) ] - e < < l . Således, om 1951 års arealer användes med samma emn, blir c;41^Cf42. Däremot skulle 1953 års arealer ge väsentligt olika resultat. Om man sålunda använder 1951 års arealfördelning vinnes den tekniska förenklingen att baljväxterna i priskorrektionen kan behandlas som en grupp. c) Enligt definitionerna av cvikm och (8 a) är jcvkm —

1 V " fat*irl hjrl •

>

]<i<J + i

Således blir

cvikm jcvkm

oberoende av arihri-

— Urlhrl

Qikm ivikm'

281 I den mån vi k u n n a använda skördekvoten, d. v. s. förhållandet mellan skördevärdet och dess medelvärde, i beräkningarna erhålles samma resultat vid användande av viktstal från 1951 års jordbruksräkning eller andra viktstal. Vidare kan vi genomföra alla beräkningar baserade på arealfördelningen 1951 och på grund av a t t

jc^km översätta resultaten med en av i oberoende faktor till en annan arealfördelning rkmn- I kapitel 2 angivna formler för riskpremie och ersättning per normskördekrona innebära, a t t dessa storheter äro oberoende av om v substitueras av konstant • v, v <y oi t y kvoten =, variationskoefficienten - samt snedhet och excess —- för n = 3 4 äro v v x%2 oberoende av om v multipliceras med en konstant. Ovan omtalad anpassning av normpriset till skördeårets förhållanden i andra avseenden än beträffande hektarskörd och kvalitet, kan sålunda genomföras genom a t t multiplicera riskpremie per normskördekrona med det nya normskördevärdet, i den mån detta har samma proportion för olika n inom m. a

d) Med hänsyn till prisundersökningens resultat för brödsäd, innebärande ez ^ ^ — 0,2 för perioden 1922—1953, ez ^ — 0,32 för tiden före 1941 och ^ 0 för tiden efter 1941, synes ez med hänsyn till väntade förändringar i prissättningen för undersökningen böra väljas till — 0,2. För fodersäd, hö och potatis erhölls för den logaritmiska regressionskoefficienten med avseende p å den totala produktionen ungefär värdet — 1. Med hänsyn till a t t utbudet för dessa är en relativ liten del av produktionen och vid dålig skörd sannolikt större delen kvarhålles för naturaförbrukningen, är det sannolikt a t t regressionskoefficient erna för utbudet motsvara lägre värden av ev E t t hänsynstagande till elasticiteten för potatisens värde i hushållskonsumtionen och för samtliga dessa växtslags v ä r d e i den animaliska produktionen skulle sannolikt ge ännu lägre värden på eh en effekt som sannolikt är starkare för potatis. Med stöd härav har antagits a t t et för potatis är — 0,6 och för fodersäd, hö — 0,7. I avsaknad av värden för baljväxter har sistnämnda värde antagits även för dessa. Sockerbetor uppvisar ingen regression för priset med avseende på produktionen, vilket kan förklaras av prisöverenskommelser under perioden. Med hänsyn till förväntad utveckling av prissättningen på socker har antagits a t t ez = — 0,2. De sålunda antagna värdena på e sammanställas med beräknade värden på cirl i följande tabell.

282 Tabell la) Hektarskörd för året i förhållande till normskörd per hektar enligt bilaga H (hirilhrl) samt normskördevärden i kronor per hektar beräknade med 1951 års arealer samt normskördar och normpriser (p r /^ r /)* Huvudgrupper av grödor (l) Grödgrupp

PrÄl

kr na

/

Höstsådd (1) brödsäd m = 1

Vårsådd (1) brödsäd m = 2

All brödsäd (1)

Fodersäd (3)

Balj växter (4)

966,35

899,15

920,42

618,30

748,45

82,13 80,17 75,91 89,21 90,79 80,33 90,77 95,31 91,11 84,12 99,59 91,31 101,62 100,00 94,08 98,93 111,21 101,58 78,43 67,17 85,24 82,30 75,52 77,03 83,39 70,17 93,16 94,71 93,33 95,32

82,59 108,12 98,91 101,15 93,92 78,72 97,24 118,18 100,23 93,53 115,66 90,21 120,80 107,87 103,25 118,96 117,17 92,98 100,82 81,40 109,20 96,32 77,06 92,26 100,92 83,08 118,71 99,36 110,12 94,35

Normskörd kg/ha

Normpriser kr/100 kg

1 775 2 150 1 650

30,00 32,00 62,00

1 500

34,00

År (i) 1922 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51

hir}lhrl 72,62 82,40 52,08 97,55 87,78 69,51 84,07 83,97 89,43 65,36 97,81 101,24 109,48 94,19 83,77 93,86 105,43 105,13 57,79 47,18 74,87 91,57 84,19 83,45 93,34 51,15 97,33 99,61 94,95 72,68

61,08 60,50 54,95 72,11 82,37 73,09 79,31 81,37 76,63 72,77 90,99 84,06 88,67 88,51 82,10 84,93 95,13 86,18 73,61 59,19 75,89 69,69 70,71 75,07 83,13 68,22 88,82 92,38 88,50 58,95

uttryckt i procent 70,38 78,06 53,16 91,83 86,48 70,95 82,42 83,17 84,87 68,27 95,30 94,76 101,47 92,11 83,24 90,50 101,57 97,82 64,15 52,12 75,32 82,73 78,84 80,16 89,25 58,34 93,86 96,70 92,35 67,07

* Normskördar och normpriser enligt bilaga H (sid. 329).

Höstvete Höstråg Vårvete Vårråg Korn

Normskörd kg/ha

Normpriser kr/100 kg

2 550 2 200 2 150 1 350 2 350

40,60 35,45 42,25 35,45 34,00

Havre Rlnndsäd Kokärter . . Foderärter . Vicker . . . .

"I

283 Tabell la) forts. Hektarskörd för året i förhållande till normskörd per hektar enligt bilaga H (fyrl jhrl) samt normskördevärden i kronor per hektar beräknade med 1951 års arealer samt normskördar och normpriser (p^fy;)* Huvudgrupper av grödor (Z) Grödgrupp

Potatis (5) r = 1

Potatis (5) r = 2

Potatis (5) r = 3

Sockerbetor (6)

Hö (7)

Priori k r / h a

2 929,50

2 256,00

3 552,00

2 660,00

462,86

66,68 63,11 57,46 87,62 81,67 63,05 67,91 72,86 87,33 64,14 100,59 97,34 96,28 97,94 93,43 100,74 96,44 99,08 90,52 92,07 85,41 96,45 62,23 88,01 87,79 81,04 99,22 94,53 96,13 87,68

82,03 91,99 93,96 100,41 104,00 109,74 98,54 99,44 104,09 103,68 104,73 89,87 89,92 98,33 99,78 108,45 107,58 96,13 62,92 44,88 82,62 79,90 105,61 106,76 112,90 68,08 90,45 103,34 102,64 99,78

År (i) 1922 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51

*«/* rj uttryckt i procent 82,48 68,21 72,78 107,43 92,26 50,42 87,23 85,46 101,54 86,67 113,43 106,79 106,78 93,13 94,21 97,11 105,00 110,75 118,60 108,27 87,80 100,17 72,96 85,29 91,06 89,25 107,12 84,01 90,99 100,48

78,39 71,98 63,35 84,50 74,57 46,40 79,70 84,94 85,76 69,64 97,75 94,85 101,98 91,56 86,13 94,22 93,50 102,80 107,69 101,87 87,95 95,62 69,74 79,67 91,34 86,62 105,04 88,98 93,25 93,27

81,07 68,09 59,93 89,72 83,01 45,90 81,14 93,74 85,78 75,23 103,05 102,51 100,54 90,31 91,02 93,67 93,49 89,54 115,46 99,17 85,50 98,40 68,20 72,84 89,75 79,73 101,89 85,77 85,54 85,48

* Normskördar och normpriser enligt bilaga H (sid. 329).

Potatis: Prisgr. 1 (r = 1) » 2 (r = 2) » 3 (r = 3), , Hö från vall » » äng

Normskörd kg/ha

Normpriser kr/100 kg

15 000 16 000 14 800

19,53 14,10 24,00

35 000

7,60

3 650 1 400

15,00 15,00

284 Tabell

lb)

Korrektionsfaktorer (cirl) för beräkning av pris för värdering av aktuell skörd samt exponenter (eft /hirl\~e'

r c

irl ~ ( ~=— )

> där hirl är observerad hektarskörd för året, hrl är normskörd enligt bilaga Huvudgrupper av grödor (l)

H. (Se tabell 1 a)

Brödsäd (1) Grödgrupp

e

l

Höstsådd

Vårsådd

0,2

0,2 104

År (i) 1922

23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51

10 728 10 508 11 347 10 172 10 295 10 710 10 394 10 376 10 333 10 794 10 097 10 109 9 971 10 165 10 373 10 202 9 968 10 044 10 929 11 392 10 583 10 387 10 488 10 452 10 231 11 138 10 127 10 067 10 160 10 832

10 728 10 508 11 347 10 172 10 295 10 710 10 394 10 376 10 333 10 794 10 097 10 109 9 971 10 165 10 373 10 202 9 968 10 044 10 929 11 392 10 583 10 387 10 488 10 452 10 231 11 138 10 127 10 067 10 160 10 832

Fodersäd (3)

Baljväxter (4)

0,7

0,7

11 479 11 673 12 128 10 832 10 701 11 657 10 703 10 342 10 673 11288 10 030 10 659 9 888 10 000 10 438 10 076 9 283 9 890 11 855 13 213 11 184 11 460 12 170 12 003 11 355 12 814 10 510 10 387 10 495 10 342

11 434 9 469 10 079 9 920 10 447 11 822 10 198 8 898 9 984 10 479 9 032 10 747 8 760 9 485 9 779 8 855 8 950 10 522 9 945 11 550 9 404 10 266 12 001 10 580 9 936 11 387 8 870 10 016 9 348 10 433

c

irl

Tabell

1 b)

forts.

Korrektionsf aktörer (c ; w ) för beräkning av pris för värdering av aktuell skörd samt exponenter (efi

/hirl\~e'

r c

irl = ( -=— I

i d ä r hiri ä r observerad hektarskörd för året, hrl är normskörd enligt bilaga

II. (Se Tabell 1 a) Huvudgrupper av grödor (l) Grödgrupp

Potatis (5)

Potatis (5)

Potatis (5)

Prisgrupp

r = 1

r = 2

r - 3

e

0,6

0,6

0,6

l

År (i) 1922 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51

Sockerbetor (6)

Hö (7)

0,7

0,7

10 844 10 844 10 965 11 171 10 268 10 414 10 967 10 804 10 654 10 275 10 929 9 988 10 053 10 076 10 042 10 137 9 986 10 072 10 018 10 202 10 167 10 321 10 072 10 995 10 259 10 264 10 430 10 016 10 113 10 079

11 487 10 602 10 447 9 970 9 730 9 369 10 104 10 039 9 723 9 750 9 681 10 777 10 772 10 118 10 016 9 449 9 502 10 280 13 829 17 519 11 429 11 703 9 625 9 552 9 185 13 089 10 728 9 772 9 820 10 016

10* • cirl 11 225 12 581 12 100 9 579 10 495 15 080 10 854 10 988 9 908 10 897 9 273 9 614 9 614 10 435 10 364 10 177 9 712 9 406 9 026 9 534 10 812 9 991 12 081 11 003 10 578 10 705 9 596 11 102 10 583 9 970

11 572 12 182 13 152 11 064 11 923 15 853 11 458 11 028 10 965 12 425 10 137 10 323 9 883 10 544 10 937 10 363 10 411 9 836 9 565 9 890 10 802 10 273 12 414 11 460 10 558 10 899 9 710 10 725 10 428 10 428

11 342 12 592 13 614 10 673 11 181 15 955 11 337 10 397 10 965 11 863 9 822 9 851 9 968 10 632 10 580 10 399 10 411 10 686 9 175 10 051 10 985 10 097 12 581 12 095 10 671 11 455 9 888 10 965 10 982 10 988

Bilaga

E

Skördeväxlingarnas inflytande på priserna på jordbruksprodukter K.

Ångström

Man torde k u n n a uppdela regressionsanalysen i tre faser: 1. Val av modell. 2. Beräkning av modellens parametrar. 3. Testning av resultatet. Den enklaste och ofta fullt tillräckliga modellen är den rätlinjiga av följande t y p : yest =

i:aixi-\-C, (0

där y är den beroende variabeln, som skall uppskattas medelst regressionsekvationen och x:en äro förklarande variabler, a och C äro parametrar. I ekonomiska samband är det emellertid riktigare a t t som modell för analysen använda en kurvkropp av följande t y p : JJ^ yest _ c . (i)

som lätt omskrives genom logaritmering till föregående enklare modell: logy e s / = Zai logxi + log C. (i)

Svårigheten är a t t finna de r ä t t a förklarande variablerna. Om materialet är begränsat måste man även begränsa antalet förklarande variabler. Det inses ju lätt att, om antalet observationer är lika med antalet variabler, finnes alltid en lösning, hur okorrelerade variablerna än är: Genom två givna p u n k t e r kan man alltid draga en rät linje, genom tre punkter kan alltid läggas ett plan, genom fyra punkter kan man alltid lägga ett 3-dimensionellt plan i den 4-dimensionella rymden, o. s. v. En annan anledning till a t t antalet variabler måste begränsas är det ökade arbetet vid ett tillskott av en variabel. Räknearbetet är nämligen i stort sett proportionellt med fakulteten på antalet förklarande variabler. Det gäller således a t t finna de faktorer, som ge den bästa förklaringen. H u r »nyttigheten» testas framgår av det följande. Vid estimering av parametrarna har minsta kvadratmetoden använts, d. v. s. man söker de värden på at och C som gör uttrycket 2 u 2 = S(y —

yest)2

så litet som möjligt. De sökta värdena erhållas som lösning till det ekvationssystem, som erhålles, då ovanstående uttryck deriveras med avseende på var och en av parametrarna och derivatorna sättas lika med 0. Som m å t t på »nyttigheten» användes den relativa spridningen i procent Su% „ _ å / w = 100 \ / -=r, =T7> dar y =

*

V Z(y-yy

Sy

n

287 F ö r varje resultat har <p beräknats, vilken kan användas som testvariabel vid prövning av hypotesen, att regressionskoefficienten är skild från 0. I nedanstående uppställning anges för olika antal observationer (rij) och olika antal variabler (n2) de ^9-värden som motsvarar signifikansnivån 1%.

10 64 60 55 48 40

20 83 82 81 80 78

30 89 88 88 87 87

50 93 93 93 93 93

100 97 97 97 97 97

Den relativa spridningen anger således dels hur mycket av den beroende variabelns variationer, som funnit sin förklaring — nämligen (100 — <p) % —• dels signifikansen. Vi övergår nu till tillämpningen och betrakta först en sådan gröda som hö, där prisbildningen är fri och störningsfaktorerna inte är alltför starka och många. H ä r märkes (se diagr. E :1, sid. 295), a t t dalar och toppar i priset motsvaras av toppar resp. dalar i hektarskörden, vilket tyder på a t t samband föreligger. Då observationerna sträcker sig över en period av mycket växlande penningvärde (1922—1953) bör även detta medtagas som förklarande variabel. Hänsyn härtill har tagits genom att levnadskostnadsindex har införts. Följande regressionsyta erhölls för hö: ]0gp(est) _ _

1)162

fogst -f 1,102 Iogl0- 2 f/ + 1,243,

där Pt = pris i kr/dt år t St = skörd i ton/ha år t it = levnadskostnadsindex år t. Förutom dessa beteckningar kommer i fortsättningen att användas: at = sådd areal år t Lt = lager i ton år t It = lager per capita i ton år t Qt = total skörd i ton år t qt = total skörd per capita i ton år /. Relativa spridningen är här 35 %, d. v. s. 65 % av prisvariationerna kunde förklaras med variationerna i penningvärde och hektarskörd. Även beträffande fodersäd märker man ett tydligt samband mellan toppar och dalar i pris och hektarskörd. Men detta gäller dock bara de små kortvariga fluktuationerna, som ej n ä m n v ä r t påverka de stora »dyningarna». Dessa senare synes emellertid fullständigt okorrelerade. För a t t analysera detta samband måste först trenderna elimineras. Detta låter sig göras på många sätt. Först anföres några metoder: 1. Den sökta trenden antages utgöra ett polynom i t av visst gradtal, varefter dess parametrar uppskattas medelst minsta kvadratmetoden. 2. Trenden tankes utgöra t. ex. de 5 sista observationernas medeltal. 3. Föregående observation antages som förklarande variabel. 4. En trend dragés på fri hand. Den första metoden har sin största nackdel i trendens uppförande utanför den period observationerna omfattar.

288 Metod 2 och 3 är egentligen inga trendframställningar — de uppvisar inga jämna förlopp. Metod 4 är väl den som ger det bästa resultatet. Men här är a t t märka a t t godtyckligheten ej ens är mätbar. Vid införande av en trendvariabel reduceras antalet frihetsgrader i första fallet med gradtalet, i andra och tredje med 1 men i metod 4 måste reduktionen göras kraftigare och mera godtyckligt. Vid trendeliminationen kan sedan förfaras på t v å sätt: antingen genom att införa trenden som förklarande variabel eller genom a t t b y t a ut den observerade variabeln mot dess avvikelse från trenden. Vid behandling av materialet över fodersäd införes pristrenden och hektarskördetrenden som förklarande variabler enligt metod 4. Härvid har respektive spridningar reducerats med 65 % och 29 % som tydligen utgör »dyningar». Den relativa spridningen är tydligen med bara pristrenden som förklarande variabel lika med 35 %, vilket värde ytterligare reduceras till 24 % då hektarskörden med trend införes. (Se diagr. E : 2 , sid. 295.) Sålunda erhölls följande regressionsekvation: l o g P f s f ) = l , 0 0 4 l o g P ; —0,964 l o g S , + 1,119 l o g S < + 0 , 9 6 1

(2)

där primtecknen markerar trend. Vid bedömning av regressionskoefficienten med avseende på logS, på de t v å hittills behandlade grödorna hö och fodersäd (—1,162 resp. —0,964) bör beaktas, att dessa värden äro missvisande låga; ett värde på ca — 0 , 8 vore rimligare. Detta beror på att dessa jordbruksprodukter användes till så stor del inom egna gården och speciellt under år med dåliga skörderesultat. Priserna kommer således a t t reagera onaturligt kraftigt för förändringar i hektarskörden. Såsom en förklarande variabel i stället för hektarskörd vore försåld kvantitet en värdefull faktor, men dylika uppgifter föreligga tyvärr ej. Samma metod som på fodersäd har med framgång använts även på potatis, där sambandet kan uttryckas med funktionen l o g p(esi) =

0>939

\ogP't — Q,847 logS, + 0,823 logSj + 0,097.

(3)

Den relativa spridningen är här 29 %. Som jämförelse må nämnas a t t pristrenden ger ett <p-värde lika med 41 % (se diagr. E : 3 , sid. 296). En fördel med denna metod är också a t t då hänsyn tages till trenden, elimineras alla inflytelser från andra variabler med dyningskaraktär, som t. ex. penningvärdet, och beträffande fodersäd och potatis även sådd areal. Brödsäden har erbjudit vissa svårigheter, främst beroende på prisregleringar och dylikt men även på grund av oregelbundna inflytelser från världsmarknaden. E n modell som inte förefaller så otänkbar är emellertid en av professor Wold föreslagen i Skand. aktuarietidskrift (1946, 1—2, sid. 104). Där elimineras trenden genom metod 3 (se ovan). Skörden betraktas totalt per capita. Lagerhållningen per capita medtages också som förklarande variabel. Följande samband erhölls för vete med q> = 33 % (se diagr. E : 4 , sid. 296). log 0,1 Pfst) = 0,979 log 0,1 P , _ i — 0,204 log 10g, + 0,027 log 10<?,_l + + 0,070 log 10 2 /,_i + 0,103!

(4)

1 Beträffande råg märkes i stort sett samma prisförlopp som för vete. Om sista termen, 0,103, utbytes mot 0,087 erhålles ett rågpris-estimate med relativa spridningen cp = 30 % (se tab. 2). Märk dock att de förklarande variablerna äro observationer på vete.

289 Motsvarande s a m b a n d j u t a n genom funktionen

hänsyn till folkmängdsförändringen

åskådliggöres

log 0,1 P f * = 0,993 log 0,1 Pt-i — 0,197 log 10- 5 Q, -f 0,041 log 10-»ö«-i + -f 0,063 log 10- 4 L<_i + 0,074

(5) där (p =34 %. Folkmängdsförändringen spelar tydligen icke någon större roll — varken regressionskoefficienterna eller cp ändras nämnvärt vid dess införande i analysen. Men rent principiellt bör den medtagas. Till sist några ord om sockerpriset. Detta har sedan 1932 års riksdag visat en mycket enkel relation till levnadskostnadsindex: Några överblivande variationer återstår ej a t t finna någon förklaring till. Sålunda blev den relativa spridningen cp = 11 % (diagr. E : 5 , sid. 297) och ekvationen följande: log P[ esi) = 1,466 log 10-2it + 0,090

(6)

D e t t a enkla samband torde bero på att priset i huvudsak fastställts genom överenskommelser. E n liknande tendens märkes beträffande brödsäd efter 1941 då jordbrukskalkylen började mera definitivt sätta sin prägel på dessa priser. För vete erhölls exempelvis följande relation log 0,1 P[est) = 1,713 log 10~2z"t — 0,2 33

(7)

och motsvarande för råg: log 0,1 P[es»=

1,649 log 10-2z'f — 0,219

(8)

varvid den relativa spridningen blev 12 % resp. 7,5 %. Ehuru materialet är litet (12 observationer) är resultatet ganska betecknande för hur prisregleringen verkar. Vad beträffar tiden före denna märkes i fråga om vete ett ganska gott samband mellan priset å ena sidan och å andra sidan totalskördens avvikelser från en rätlinjig trend samt levnadskostnadsindex. Sålunda ger följande regressionsekvation en relativ spridning cp = 56 %: log 0,1 Plest) = — 0,327 log 10-5Qf + 0,00638 (t — 1 900) + + 0,406 log 10- 2 1/ + 0,231

(9)

Även denna funktion skulle liksom (4) genom en lindrig korrektion (sista termen 0,2 31 utbytes mot 0,190) kunna tjäna som rågprisestimate. E n översikt av sambanden för de olika grödorna återfinnes i tabell 1, där regressionskoefficienterna äro angivna ävensom relativa spridningen och observationstiden. I tabell 2 är sammanställt logaritmen för verkligt och estimerat pris samt avvikelserna och medelavvikelserna för olika grödor.

19—708143

290 Tabell Gröda

logPJ

logS,

logs)

1,004 0,939

— 1,162 — 0,964 — 0,847

1,119 0,823

Hö Fodersäd Potatis Socker

regressionskoefficienter log it

9>

Obs.-tid

enligt ekvation

1,102

35% 24% 41% 11%

1922—1953 1922—1953 1922—1952 1932—1953

(1) (2) (3) (6)

1,466

log <Jt log qt_x logO, log Qt_! - l o g lt log Lt_t log it

Gröda i0SPt-l

f

1. Logaritmiska

— 0,204

0,979 0,993

0,070

0,027 — 0,197

0,041

0,063

Vetej

— 0,327 l Råg{ 0,97g — 0.204 0.027 1

t

<P

Obs -tid

3 3 % 1934- -1953 3 4 % 1934- -1953 1,713 1 2 % 1942- -1953 0,406 0,00638 5 6 % 1922- -1941 1,649 7,5 % 1942- -1953 3 0 % 1934- -1953

enligt ekvation (4) (5) (7) (9) (8) (4*)

Observationer på vete. Lägg särskilt märke till regressionskoefficienten för vetepriset med avseende på den totala skörden (Qt) i ekvationerna (5), (8) och (9): I (9) har ett högre värde absolut taget erhållits (tiden för prisregleringen har ej medräknats), i (8) synes skördekvantiteten icke ha något inflytande (tiden efter prisregleringens införande), medan (5) (omfattande båda perioderna) är intermediär. I tabell 1—3 använda beteckningar definieras på sid. 287—288.

291 Tabell 2 a).

Beräknade

och verkliga

priser

Vete

År log Pt 1922

23 24 1925

26 27 28 29 1930

31 32 33 34 1935

36 37 38 39 1940

41 42 43 44 1945

46 47 48 49 1950

51 52 53

V'K

log Pf

104 X diff.

log Pf

10 4 x diff.

enl. (7)

enl. (4)

0,3540 0,3232 0,3948 0,3070 0,3227 0,2953 0,2763 0,2753 0,2633 0,2928 0,2471 0,2370 0,2367 0,2685 0,2895 0,2784 0,2669 0,2692 0,3978 0,4598

0,3714 0,3870 0,3481 0,2769 0,2605

0,2543

— 311

0,2103 0,2799 0,2975 0,2363 0,3090

0,2600 0,2355 0,2792 0,2841 0,2528

— 497

0,4101 0,4314 0,4150 0,4260 0,4276

0,3901 0,4694 0,4462 0,4463 0,4701

0,4262 0,4257 0,4562 0,4720 0,4859

0,4331 0,4046 0,4658 0,4467 0,4988

—

0,4954 0,6282 0,7386 0,6868

0,5037 0,5482 0,6436 0,7487

—

d2 =

444 183 — 478

562 200 — — — —

380 312 203 425 69

211 —

253 — 129 83

800 950 — 619 0,0430

0,4059 0,4153 0,4215 0,4215 0,4277 0,4693 0,4808 0,4921 0,5034 0,6326 0,7056 0,7077

10* X diff.

enl. (9)

0,3054 0,2655 0,4306

0,2986 0,2415 0,2428 0,2299 0,2232

log Pf

— 486 — 577

358 644 643 528 — 1 — 148

353 — 513 — 43 — 71 — 135 — 582 — 96

191 — 306

398 123 — 284

91 107 61 47 — 20 — 131 — 88 — 62 — 80 — 44

330 — 209 0,0134

0,0385

292 Tabell 2 b). Beräknade och verkliga priser Råg År

10 4 X diff.

enl. (4*)

0,1959

0,2383

— 424

0,1784 0,2497 0,2596 0,2114 0,3071

0,2440 0,2195 0,2632 0,2681 0,2368

— 656

0,4096 0,4314 0,3979 0,4094 0,4111

0,3741 0,4534 0,4302 0,4303 0,4541

0,4111 0,4091 0,4562 0,4720 0,4859

0,4171 0,3886 0,4498 0,4307 0,4828

—

0,4806 0,6090 0,7017 0,6732

0,4877 0,5322 0,6276 0,7327

—

36 37 38 39 1940

41 42 43 44 1945

46 47 48 49 1950

51 52 53

i/i5>V

log Pf

log P, ° i

n^

log Pf

10 4 X diff.

enl. (8)

302 — 36 — 567

703 355 — — — —

220 323 209 430 60

205 64 413 31 71

768 741 — 595 0,0374

0,3958 0,4049 0,4109 0,4109 0,4168 0,4569 0,4679 0,4788 0,4897 0,6140 0,6843 0,6863

21 45 2 2 — 77 — 7

41 71 — —

91 50

174 — 131 0,0078

293 Tabell 2 c). Beräknade och verkliga priser Potatis

År log Pt

log Pf

Fodersäd 10* X diff.

log Pt

log P\8i enl. (2)

1,168 1,167 1,233

1,191 1,206 1,233

1,174 1,161 1,245 1,156 1,022

1,169 1,154 1,189 1,102 1,043

1,020 1,027 0,974 1,047 1,083

1,039 1,056 0,994 1,056 1,045

— 19 — 29 — 20 — 9

1,089 1,176 1,177 1,066 1,223

1,091 1,152 1,169 1,140 1,184

—

1,357 1,352 1,279 1,280 1,279

1,311 1,378 1,266 1,268 1,302

1,279 1,284 1,323 1,342 1,350

1,297 1,273 1,364 1,300 1,347

1,437 1,526 1,524 1,412

1,415 1,466 1,525 1,492

enl. (3) 1922

23 24 1925

26 27 28 29 1930

31 32 33 34 1935

36 37 38 39 1940

41 42 43 44 1945

46 47 48 49 1950

51 52 53

\/2<

f2 =

0,8949 1,0107 1,0730

0,9282 0,9854 1,0352

— 333

0,8716 0,8733 1,1886 0,9614 0,8722

0,8907 0,9232 1,1316 0,9248 0,8872

— 191 — 499

0,9159 0,9149 0,7931 0,7738 0,8848

0,8995 0,9490 0,8328 0,8308 0,8424

0,9370 0,9395 0,9440 0,9309 1,1156

0,8967 0,9244 0,9568 1,0190 1,0854

1,1136 1,3208 1,1714 1,1694 1,2465

1,0574 1,1358 1,2147 1,1833 1,3253

1,2502 1,2492 1,2690 1,1948 1,3377

1,2944 1,2422 1,2922 1,2320 1,3276

1,2856 1,4123 1,3733

1,3372 1,3477 1,3550

253 378

570 366 — 150 — 341 — 397 — 570

424 403 151 — 128 — 881

302 562 1 850 — 433 — 139 — 788 — 442

70 — 232 — 372

101 — 516

646 183 0,0528

10 3 x diff. — 23 — 39

0 5 7 56 54 — 21

38 2

24 8 — 74

39 46 — 26

13 12 — 23 — 18

11 — 41

42 3 22 60 — 1 — 80 0,033

294 Tabell 2d).

Beräknade och verkliga priser Socker

Hö År

23 24 1925

26 27 28 29 1930

31 32 33 34 1935

36 37 38 39 1940

41 42 43 44 1945

46 47 48 49 1950

51 52 53

\/iZ

ii =

lOgPj

log Pf

0,9576 0,9628 0,9375

1,0048 0,9031 0,8918

0,8808 0,8615 0,8082 0,8808 0,8055

0,8670 0,8449 0,7988 0,8490 0,8406

0,7917 0,7243 0,6675 0,8555 0,8882

0,8085 0,7884 0,7767 0,8594 0,8516

— 168 — 641 — 1 092 — 39

0,7987 0,8116 0,7832 0,7664 0,9557

0,8078 0,8196 0,7883 0,7922 0,8881

— 91 — 80 — 51 — 258

1,3514 1,2380 1,0752 1,0515 1,0077

1,1459 1,3758 1,0995 1,1174 0,9942

2 065 — 1 378 — 243 — 659

0,9222 1,0069 1,2574 1,1307 1,0997

0,9797 0,9682 1,2343 1,1057 1,0531

— 575

1,0302 1,2014 1,1501 1,1225

1,0660 1,1618 1,1703 1,1299

— 358

10* X diff.

lOgPj

enl. (1)

log Petst

10 4 x diff.

enl. (6) — 472

597 457 138 166 94 318 — 351

135 387 231 250 466 396 — 202 — 74 0,0590

0,3617 0,3522 0,3522 0,3522 0,3522 0,4065 0,4314 0,4314 0,4914 0,6128 0,6532 0,6532 0,6532 0,6675 0,6675 0,6990 0,7243 0,7243 0,7443 0,7959 0,8663 0,8663

0,3728 0,3605 0,3646 0,3728 0,3810 0,3969 0,4124 0,4313 0,5051 0,5860 0,6365 0,6446 0,6498 0,6498 0,6551 0,6907 0,7006 0,7102 0,7199 0,8305 0,8930 0,8947

— — — — —

111 83 124 206 288

96 190 1 — 137

268 167 86 34 177 124 83 237 141 244 — 346 — 267 — 284 0,0190

295 Diagram

ml »

E. Samband mellan pris och hektarskörd m.fl. variabler (logarifmisk

X IS 26 a

Diagram E:l.

skala)

28 il 30 31 32 33 34 35 36 37 38 31 40 41 42 43 44 4S" 46 4? 48 4"? i » 37 3E 33

Hö. Beträdande

ursvärden se tabell

2d)

pris I

I

I

I

J

W. 23 *4 * * 26 27 28 29 30 31 32 33 34 3JT 3fc 37 i » 39 <ö 4/

I

I

42 43 44 43" 46 47 48 4» «

Diagram E:2. Fodersäd. Beträffande årsvärden se tabell 2 c)

»

X» 33

296 Diagram E

(Fortsättning)

pris est/mera/ pr/s pris- trend

H22 23 24 25 26 27 Z8 29 30 31 32 33 34 35 36 3? 38 3? 40 4/

42 43 Vr 4$ V6 4? 45 4? &> 37 5 2 53

häktar skörd —n— »•trend

Diagram E:3. Potatis. Beträffande årsvärden se tabell 2 c)

prts beräknar pr/s skörd per capita laqer •«- -•>-

I I

I

I

I

1133 34 35 36 3? 38 JU 40 4/ 41 4.3 44 4? 46 47 48 41 5» 51 51 53

Diagram E:4. Vete. Beträffande årsvärden se tabell 2 a)

297 Diagram E (Fortsättning)

pra btråknat pr/j I

I

I

I

I

1131 33 34 35 36 37 M JU 46 4J 41 43 44 4f *6 4> 4« 41 50 f/

Diagram E:5. Sockerbetor. Beträffande

SX Si

årsvärden se tabell 2d)

Bilaga F

S k ö r d e v a r i a b i l i t e t e n för s o c k e r b e t o r i S v e r i g e u n d e r å r e n 1 9 3 9 — 5 4 o c h dess i n v e r k a n p å riskpremien i en skördeförsäkring K.

Ångström

A. Sammanfattning

av

resultaten

1. Till grund för undersökningen låg uppgifter från Svenska Sockerfabriksaktiebolaget rörande bl. a. odlade (kontrakterade) arealer sockerbetor och leveranser av sockerbetor från enskilda odlare. Då total undersökning skulle bli för omfattande uttogs erforderligt material genom trestegs stickprov, avseende 1/tB av landets sockerbetsodlare under åren 1939—54. På grund av viss omsättning av odlare blev det totalt utvalda antalet 1 469 medan det årliga genomsnittet odlare med sockerbetsareal blev 915. 2. De sekundära urvalsenheternas (socken eller kombination av socknar) homogenitet med avseende på odlingsbetingelserna och de tertiära urvalsenheternas (odlarnas) sockerbetsarealer påverkade endast obetydligt medelskördens storlek. Däremot varierade medelskördarna kraftigt mellan olika sekundärenheter och mellan olika år. Då sekundärenheterna utvalts ur strata i Jordbrukets utredningsinstituts basurval, gäller slutsatser för sekundärenheterna även dessa strata. 3 För brukningsenheter större än 3 ha sockerbetor märkes a t t tidsvarianserna i

/dty hektarskördarna för sockerbetor växlade mellan sekundärenheterna frän 1 800 ( — 1 till 3 600 ( — ) . Variationskoefficienterna varierade mellan 12 % och 20 %. Den skönsmässiga grupperingen i förhand efter en tregradig homogenitetsskala för de 22 sekundärenheterna avvek i 5 fall från en gruppering i efterhand efter de observerade variansernas storlek. 4. Vid jämförelse inom en och samma sekundärenhet mellan hektarskördar och varianser (mellan odlare) för de undersökta 16 åren kunde inte påvisas något samband. 5. Vid jämförelse inom ett och samma år mellan sekundärenheternas hektarskördar och varianser för dessa kunde påvisas ett svagt samband, på så sätt a t t en lägre medelskörd var förenad med en större varians. 6. Hektarskördens spridning var approximativt omvänt proportionellt mot åttonde roten ur brukningsenhetens sockerbetsareal. 7. Ingen markant tidstrend i hektarskörden kunde observeras för någon sekundärenhet under perioden 1939—54. 8. Inom år och sekundärenhet var hektarskörden fördelad enligt Pearson t y p VI. Fördelningen över en längre period kunde däremot inte bestämmas på grund av för få observationer (16 år). 9. Riskpremien för sockerbetsskördarna visade sig sjunka med brukningsenhetens sockerbetsareal. Den procentuella minskningen i riskpremien var approximativt proportionell mot en procentuell ökning i sockerbetsarealen inom det undersökta

299 intervallet 0,1—10 ha sockerbetor. Under förutsättning att hektarskörderna fördelade sig efter Pearson t y p VI med observerad snedhet och excess och variansen i hektarskördarna var omvänt proportionell mot åttonde roten ur sockerbetsarealen, sjönk riskpremien med 0,4 % för varje procents ökning i brukningsenhetens sockerbetsareal vid 40 % självrisk.

B . Undersökningens

syfte och

uppläggning

1. För utarbetande av en skördeförsäkring är det av vikt att göra en så effektiv indelning som möjligt, där med effektivitet menas en kombination av följande krav: a) Av administrativa skäl bör varje försäkringsenhet, inom vilka medlemmarna behandlas lika ur skade- och ersättningssynpunkt, göras så stor som möjligt. b) Av försäkringstekniska skäl bör enheterna ej göras så stora a t t riskpremierna, skadefrekvenserna och medelskadorna mellan olika delar av enheten skiljer sig alltför kraftigt från varandra, d. v. s. en viss homogenitet inom enheten kräves. c) Geografiskt sammanhängande (helst). Denna undersökning avser i första hand att belysa i vilka avseenden denna effektivitet påverkas då det gäller sockerbetsodling. 2. Till grund för undersökningen ligger uppgifter från Svenska Sockerfabriksaktiebolagets statistik rörande 1 469 odlare (odlingsnummer) under åren 1939—54. Dessa odlare utgöra ett urval av totala antalet sockerbetsodlare i landet uttaget enligt särskilt beskriven metodik (se appendix 1, sid. 308). Av de uppgifter som inhämtats (se appendix 2, sid. 312) har här endast sockerbetsleverans och sockerbetsareal blivit föremål för bearbetning. Av dessa har genom division bildats hektarskördarna, vilka gjorts till föremål för analys.

C. Analys

av medelvärdena

för hektar skör dar na av sockerbetor

1. Följande indelning har gjorts vid behandlingen av observationsmassan Antal

i skördeår 1939—54 / homogenitetsgrupp I—III k storleksgrupp 1—5 l sekundär urvalsenhet (S.E.) m odlingsnr (brukningsenhet)

16 3 5 22 1 469

Indelningen i storleksgrupper är gjord med avseende på brukningsenhetens sockerbetsareal enligt följande areal storleksgrupp 0,01—0,24 ha 1 0,25—0,49 » 2 0,50—0,99 » 3 1,00—2,99 » 4 3,00— » 5 2. Medelst variansanalys har först med arealer vägda medelvärden inom olika enheter enligt ovanstående alternativa indelningsgrunder jämförts. Härvid erhölls följande F-kvoter:

300 Tabell 1. Variansanalys Qt är den med arealen vägda kvadratsumman av x

(*m —

)

(xiM — x) (xkl — x) (xm — x) (xtl — a;) (xi —

x

)

(x( — x) (xjkl —

x

(xm —

xm)

)

(xm — Xi) (xikl — *«)

av hektarskördarna

Oa är den med arealen vägda kvadratsumman av \xim (xim — \xim (xim — (xim — \xim

x

m) ikl) x kl) Xijk) x il) x l) x

(xlm — x{) (xm —Xfla) \xim' \xim (xim —

x

m) m) ikl)

x

x

"l

1 468 1 505 110 239 351 21 15 110 1 358 1 447 1 154

för sockerbetor

n2

13 190 13 153 14 548 14 419 14 307 14 637 14 643 1 358 13 190 13 190 13 153

7,04 8,99 35,1 22,2 34,2 166 170 11,3 4,0 4,0 1,17

x betecknar hektarskörden och indexet anger enheten enligt indelningssystemet ovan. Med x menas det med betarealerna vägda medelvärdet av hektarskörden beräknad för hela materialet. Summationen har gjorts över indexbeteckningen med sockerbetsarealcrna som viktstal. Vidare är nx och n2 antalet frihetsgrader i Qt resp. Q2. Dessa F-värden är m å t t på medelvärdenas avvikelser från varandra; d. v. s. medelvärdena i Qv Då F-värdet ligger nära 1 finnes ingenting som talar för a t t medelvärdena i Qx är åtskilda. Man observerar här att medelvärdena för olika sekundärenheter (S.E.) samt för olika år skiljer sig kraftigare än för andra indelningsenheter. Spridningen mellan storleksgrupperna inom år — S.E. har på tabellens sista rad jämförts med spridningen inom storleksgrupper mellan brukningsenheter. Denna jämförelse belyser frågan om huruvida det vore tillräckligt att indela materialet på år och S.E. och bortse från indelningen på storleksgrupper. Den erhållna F-kvoten — 1,17 — visar a t t medelvärdena inom en S.E. ett år ej avvika från varandra mycket mer än normalt jämfört med variationerna inom varje sådan grupp. Huruvida en finare geografisk indelning än i S.E. är a t t rekommendera har ej undersökts. Det bör nu poängteras a t t varje S.E. utgöres av ett urval från ett stratum i Jordbrukets utredningsinstituts basurval. Då vi sålunda finner en egenskap hos en eller flera S.E. kunna vi även antaga att motsvarande stratum besitter samma egenskap. (Se appendix 1.) Vi har alltså prövat indelningssystemet med avseende på förstamomentet (medelvärdena) och funnit a t t den bästa effektiviteten erhålles med S.E. som geografisk enhet. Indelningen i homogenitetsgrupper och storleksgrupper är i detta avseende föga effektiv. 3. Längre fram följer en redogörelse över hektarskördens frekvensfunktion. Vi skall då finna att varje kombination av år och S.E. har sin frekvensfunktion åtskild från övriga. Vad beträffar heterogeniteten mellan S.E. kan detta avhjälpas medelst lämpliga grupperingar samt genom normering. Men då det gäller tiden äro svårigheterna större. Vi söker då först en eventuell rätlinjig tidstrend och finner i tabell 2 angivna värden på korrelationskoefficienten r mellan medelskörd och tid inom olika S.E. Antalet observationer för varje S.E. är 16. För så begränsade serier torde inget r-värde signifikativt avvika från 0. Då hela materialet sammanslås erhålles r = + 0,07, vilket ej heller är signifikativt avvikande från 0.

301 Tabell 2. Samband mellan medelskördar och tiden för varje S. E. r S. E. 43 A: 1 —0,08 39 B: 2 45 B: 1 + 0.10 40 D: 4 47 A: 1 +0,07 34 D: 2 43 B: 1 +0,15 11 A: 1 45 C: 1 — 0,25 29 A: 2 45A:4 —0,21 30 B: 3 41 B: 4 + 0,13 47 C: 3 41 A: 1 +0,16 39 D: 4 66 A: 4 —0,43 39 A: 2 31D:1 +0,07 48 A: 3 31 A: 2 + 0,58 12 A: 2

sekundärenhet r + 0,23 — 0,14 +0,34 +0,05 + 0,51 +0,40 — 0,06 +0,33 —0,04 +0,09 + 0,09

Således finnes ingen m a r k a n t tidstrend i medelskörden för någon S.E. under perioden 1939—54. D . Analys

av varianserna

för hektar

skördarna

1. Medelst variansanalys har vi nu utrönt huruvida medelvärdena äro signifikativt åtskilda eller ej. Denna metod kan emellertid ej tillämpas beträffande moment av högre ordning. Däremot kan dessa jämföras två och två, varvid dock en strängare signifikans kräves. I tabellen i appendix 3 (sid. 320) utläses de observerade varianserna för de 22 förekommande S.E.-na. Av orsaker som senare här nedan skall behandlas är dessa värden beräknade inom varje storleksgrupp för sig. Dessa varianser utgöres dels av tidsvariationerna och dels av geografiska variationer. Då vi här främst avser att analysera tidsvariansen, skall vi nu göra en uppskattning av det genomsnittliga relativa fel, ( / — 1), som begås: / =

i/

a

Vkbn{*ifkim ~ xmr

a

* ** ijklm \xijklm

_ , 1>19> d ä r

Qiikim

är

sockerbetsarealen

x

m)

för brukningsenheten Observera a t t / 2 ej är någon F-kvot, här saknas nämligen kvoten mellan antalet frihetsgrader. / = 1 , 1 9 är genomsnittligt i minsta kvadratmetodens mening, vilket innebär a t t stora positiva avvikelser från detta värde sällan förekomma. Vidare har / den undre gränsen lika med 1. Vid jämförelse mellan olika S.E. t v å och två finner vi bl. a. följande. Väljes speciellt t v å extremvärden exempelvis 39 D: 4 och 30 B: 3 i storleksgrupp 3 visar det sig a t t om dessa hade valts u t slumpmässigt (ej betingat av att de är extremvärden) är varianserna signifikativt åtskilda emedan sannolikheten för en större avvikelse är mindre än 4 • 1 0 - 6 . Med beaktande av betingelsen sjunker signifikansen till nivån 0,1 %, vilken dock är fullt tillräcklig för våra signifikanskrav. Utöver extremvärdena finner man ytterligare några varianser som är signifikativt åtskilda. Vi formar nu slutsatsen: Varianserna inom olika S.E. är olika. Med detta utgångsläge kan vi nu diskutera indelningen i homogenitetsgrupper. Homogeniteten avsåg nämligen odlingsbetingelserna inom varje område. Vid hög homogenitet förväntas liten varians i hektarskördarna och vid låg homogenitet stor varians. Användes de observerade varianserna som kriterium på homogeniteten förefaller 3 S.E. (47 A: 1, 41 A: 1 och 66 A: 4) att vara placerade för lågt, medan t v å S.E. (39 A: 2 och 47 C: 3) torde ha placerats för högt. 1 Beteckningarna för områdena (före:) motsvara beteckningarna i kolumn (b) av bilaga K (sid. 351 ff), dock att överflödiga 0:or strukits och att sista siffran i bilaga K, 1—4, ersatts med bokstäver, A—D respektive.

302 2. Första- och andramomentens (medelvärdenas och variansernas) beroende dels inbördes och dels av eventuella andra faktorer är även föremål för vårt intresse. I tabell 3 har angivits den observerade korrelationskoefficienten (r) mellan l : a och 2:a momenten samt den observerade regressionskoefficienten (6) av 2:a momentet på l:a momentet. Tabell 3. Samband

mellan l:a och 2:a momentet av olika års hektarskörd för varje sekundärenhet (16 år) Korrelation S.E.

43 A: 1 45 B: 1 47 A: 1 43 B: 1 45 C:1 45 A: 4 41 B: 4 41 A: 1 66 A: 4 31 D: 1 31 A- 2 39 B: 2 40 D: 4 34 D: 2 11 A: 1 29 A: 2 30 B: 3 47 C: 3 39 D: 4 39 A: 2 48 A: 3 12 A: 2

Regression på l:a mom.

r

b

medelfel

— 0,09 0,26 — 0,41 0,08 0,03 0,42 — 0,26 — 0,28 — 0,40 0,09 0,40 0,03 0,17 — 0,27 0,21 0,18 0,42 0,09 0,62 0,21 0,16 — 0,28

— 0,3 0,5 — 2,4 0,3 0,1 2,4 — 0,5 — 1,5 — 4,0 0,3 1,9 0,1 0,8 — 1,4 0,7 0,5 2,0 0,3 1,4 0,7 0,3 — 1,0

0,8 0,5 1,4 0,8 0,6 1,4 0,5 1,3 2,5 0,9 1,2 1,0 1,1 1,3 0,9 0,8 1,1 0,8 0,5 0,9 0,5 0,9

Antalet observationer för varje S.E. är 16. För så begränsade serier torde inget av ovanstående r-värden signifikativt avvika från 0. Därav sluter vi att: Inget samband kan påvisas mellan medelavkastningen och variansen för olika år inom S.E. 3. På motsvarande sätt får vi tabell 4 med skördeår som indelningsenhet. Icke heller här — då antalet observationer för varje år är 22 — synes r avvika signifikativt från 0. Däremot observeras omedelbart en tydlig övervikt av antalet negativa tecken. Detta föranleder följande resonemang: Antag a t t Q = 0. Då är sannolikheten lika med - för positivt tecken på r. Vidare är sannolikheten a t t i 16 observationer få högst 2 st. av det ena tecknet lika med 0,4 %. Trots a t t detta är en aposteriorisannolikhet kan man antaga, att då olika orters observationer inom samma år jämföras, en lägre medelskörd per hektar medför större variationer och t v ä r t om. 4. Intuitivt kan påstås a t t brukningsenhetens sockerbetsareal och variationerna i hektarskörden har negativ korrelation. Vi skall nu försöka göra en så exakt bestämning av sambandet som möjligt.

303 Tabell 4. Samband mellan l:a och 2:a momentet av olika sekundärenheters för varje år (22 sekundärenheter) Korrelation

heklarskörd

Regression på l:a mom.

År

1939 1940 1041 1942 1943 1944 1945 1946 1947 1948 1949 1950 1951 1952 1953 1954

r

b

medelfel

— 0,24 0,02 — 0,48 — 0,36 — 0,05 — 0,22 — 0,26 — 0,13 — 0,14 0,22 — 0,36 — 0,43 — 0,10 — 0,50 — 0,41 — 0,45

— 0,6 0,0 — 1,1 — 1,5 — 1,6 — 0,9 — 1,1 — 1,0 — 0,6 1,0 — 2,0 — 1,4 — 0,4 — 1,6 — 1,8 — 4,1

0,6 1,5 0,4 0,9 7 0,9 0,9 1,6 1,0 0,9 1,2 0,6 0,9 0,6 0,9 1,8

Vi antager att hektarskörden på varje gård är en stokastisk variabel (x) uppbyggd på följande sätt: JC

—

X p ~\~ JO(J

där xe är normalfördelad med en spridning oelSa omvänt proportionell mot roten ur brukningsenhetens sockerbetsareal (a). Man kan nämligen t ä n k a sig a t t xe är medelvärdet av hektarskördarna (xe) på varje arealenhet. xg utgör den del av variablen x, som beror på den geografiska belägenheten. Om man antar att varje p u n k t på en brukningsenhct har samma klimat i alla avseenden oberoende av storleken, kommer spridningen ag av xg att vara oberoende av sockerbetsarealen. Spridningen a av x erhålles då ur =

vilket kan approximeras med formeln

ho",

a

'

(i)

(2) där c är den logaritmiska regressionskoefficienten av a på a. På grund av (1) kan vi göra påståendet a t t c < 1. För homogenitetsgrupp I, varur 47 A: 1, 41 A: 1 och 66 A: 4 först utgallrats, i fortsättningen kallad spridningsgrupp 1, har c beräknats till 0 , 2 3 ± 0 , 0 3 , vilket avrundats till -. 4 Anpassningen till regressionslinjen kan studeras i diagram F : 1 — ett logaritmiskt punktdiagram. Till spridningsgrupp 2 har räknats hela homogenitetsgrupp II samt 47 A: 1, 41 A: 1, 47 C: 3 och 39 A: 2. Slutligen har till spridningsgrupp 3 räknats övriga S.E. I de båda sistnämnda spridningsgrupperna har försöksvis inlagts en regressionslinje med samma lutningskoefficient som i grupp I. Anpassningen synes även här god.

304 Det bör anmärkas att k i formel (2) har en variabilitet som givetvis är a t t hänföra till geografiska olikheter. Indelningen i spridningsgrupper är ämnad a t t i viss mån eliminera denna variabilitet. Till sist några ord om (2) som approximation av (1). Det medför givetvis inga större svårigheter att framställa en regressionslinje efter (1) som modell. Det vill säga mellan variablerna s 2 och 1/a (variansen och inverterade värdet av brukningsenhetens areal). För jämförelse meddelas korrelationskoefficienten enligt modell (2) mellan variablerna log s och log a samt linear korrelation mellan s 2 och a; Modell (1) r 0,69 Modell (2) r = — 0,74 Linear regression r = — 0,70 Dessa korrelationskoefficienter är ej signifikant åtskilda. Om t. ex. Q = 0,71 blir motsvarande konfidensintervall på 5%-nivån: 0,52 < r < 0,83 d. v. s. Vso av observationerna faller normalt utanför intervallet. Alltså är approximationen tillåtlig. Resultatet kan sammanfattas: Hektarskördens spridning är approximativt omvänt proportionell mot åttonde roten ur brukningsenhetens betareal. E . Hektar skördens

frekvensfunktion

1. Vi betraktar nu för ett ögonblick fördelningen över tiden inom en så liten enhet a t t geografiska variationer kan försummas. Vidare antar vi a t t alla observationer erhållits från lika stora sockerbetsfält. De i fördelningen uppträdande variationerna består nu av variationer mellan år och inom år, där fördelningen inom år bör vara en Pearson typ VI (jfr Philipson, A tentative application of the collective risk theory to crop insurance», Skand. akt. tidskr., 1955). 2. Denna modell kan erhållas genom normering med hänsyn till brukningsenhetens sockerbetsareal beaktande formeln K

\Ja som vi tidigare funnit gälla approximativt. Detta har gjorts på följande sätt inom två av de största S.E. (45 B: 1 och 45 A: 4). Avvikelserna för de enskilda brukningsenheternas hektarskördar från resp. medelvärde för varje år har multiplicerats med en faktor g(a) = q \/a, där q är en konstant vald så a t t g(a) blir konsekutiva heltal för nedanstående arealindelning. Följande faktorer har sålunda tillämpats: Brukningsenhetens sockerbetsareal (a) 9(a) 0 — 0,21 ha 5 0,22— 0,81 » 6 0,82— 2,56 » 7 2,57— 6,97 » 8 6,98—16,98 » 9 16.99—37.81 » 10 37.82—78.31 » H Eftersom medelvärdena för olika år är åtskilda, har nu betraktats endast de enligt ovan normerade avvikelserna från resp. årsmedelvärde. 3. En sammanslagning av observationerna alla år för den ena S.E. (45 B: 1) ger en fördelning med snedhetsmåttet y t = — 0,50 och excessmåttet y2 = 2.11. Excessmåttet

305 är högt, vilket beror på a t t spridningarna inom olika år skiljer sig signifikant från varandra. 4. E n behandling av varje år för sig är på grund av materialets begränsning icke lämplig. I stället har vissa år sammanslagits som har ungefär samma spridning. Härvid har spridningarna korrigerats med hänsyn till förryckande extremvärden genom elimination av desamma. För S.E. 45 B: 1 har sålunda åren 1940, 41, 42, 44, 45, 48 och 51 givit i tabell 5 angivna frekvenstal /(x). Tabell 5 Hektarskördeklasser

Observerad frekvensfördelning

Estimerad frekvensfördelning

X

m

/*(*)

—5 —4 —3 —2 —1 0 1 2 3

i 8 23 40 134 236 130 19 1

2 5 18 55 133 212 147 19 0,001

Skalan och lokalisationen på x har fixerats på så sätt att så många klasser som möjligt blir representerade med minst 10 observationer. Frekvenstalen f*(x) är motsvarande estimat enligt i 2

f*(x)=

y0(a —

u)P(b~u)-«du,

1 X

där frekvensfunktionen under integraltecknet estimerats enligt momentmetoden (Pearson t y p VI). Ovanstående och följande analyser kunna även studeras i diagram F: 2 och F: 3. För samma S.E. och åren 1939, 46, 47, 49 resp. åren 1943, 50, 53, 54 har i tabell 6 angivna observerade och estimerade frekvenstal erhållits. Tabell G Åren 1939, 46, 47 49

\ r e n 1943, 50, 5c!, 54

Hektarskördeklasser

Observerad frekvensfördelning

Estimerad frekvensfördelning

Hektarskördeklasser

Observerad frekvensfördelning

Estimerad frekvensfördelning

X

m

/*(x)

X

f(x)

f*(x)

1 2 6 17 38 75 103 84 26 1

— 6 — 5 — 4 — 3 — 2 — 1 0 1 2 3 4 5

2 1 5 17 32 65 81 74 19 5 4 1

0,5 2 7 17 35 62 80 70 30 5 0 0

— 8 — 7 — 6 — 5 —4 — 3 —2 —1 0 1 2 3 20—70S143

i i i 5 18 33 71 112 70 27 1

306 År 1952 uppvisade en så stor spridning att dessa värden måste räknas till särskild grupp. Då emellertid antalet observationer i så fall blir för litet slopas detta år. För S.E. nr 45 A: 4 har perioden indelats i t v å grupper med hänsyn till spridningen, frekvenstalen återfinnes i tabell 7. Tabell 7 Åren 1940—45, 47—49, 51—52

Åren 1939, 46, 50, 53, 54

Hektarskördeklasser

Observerad frekvensfördelning

Estimerad frekvensfördelning

Hektarskördeklasser

Observerad frekvensfördelning

Estimerad frekvensfördelning

X

/(*)

/*(*)

X

t(x)

/*(*)

1 1 17 47 117 240 322 157 19 1 2

2 6 17 46 118 238 312 167 16 0 0

— 7 — 6 — 5 — 4 — 3 — 2 — 1 0 1 2 3

1 3 3 12 19 58 96 130 74 17 3

1 2 4 11 24 55 96 122 86 17 0

— 8 — 7 — 6 — 5 — 4 — 3 — 2 — 1 0 1 2 3 4

^ 2 för anpassningseffekten har beräknats för samtliga grupper och angivits tillsammans med frekvensfunktionerna i diagram F: 2 och F: 3 (sid. 315—317). Vi har alltså funnit att inom år och S.E. är hektarskörden fördelad enligt Pearson t y p VI. E t t betydligt svårare problem torde det vara a t t finna fördelningen över en längre period. Denna fördelning kan sägas vara sammansatt dels av den redan funna fördelningen inom år och dels fördelningen av årsmedelvärdena inom perioden. Den sistnämnda fördelningen har i detta fall för få observationer för a t t k u n n a ge något tillfredsställande resultat (16 år). F . Riskpremien

som funktion

av

skördevariabiliteten

1. Härefter skall behandlas riskpremien i skördeförsäkring som funktion av skördevariabiliteten. Vi antar att skördeutfallet är en statistisk variabel vars frekvensfunktion är f(x) med medelvärde = 1 och spridningen = a och formar riskpremien (r p ): Q

r

P=

f(<l — x) o

f(x)dx

där 1 — q är självrisken. För a t t beräkna rp måste vi alltså känna f(x). Om f(x) är normal fås r p ur

där y(x) och 0(x) är normala frekvens- resp. fördelningsfunktionen.

307 Om f(x) är Pearson's t y p V I med snedhetsmåttet —y/0,507 och excessmåttet = 0,862 (dessa värden ligger mellan motsvarande värden för f*(x) i tabell 5—7)

(

3,2161

x

1\12/ ) (20,7812

x

1 \ ~ 85 j

fås TP medelst numerisk integrering. Båda dessa alternativ är åskådliggjorda i diagram F: 4 (sid. 318), som alltså visar sambandet mellan spridning (a) och riskpremie (rp). Man lägger märke till att sambandet är approximativt lineärt för 0,01 < rp om a < 0,4. 2. Med hjälp av diagrammet för typ VI samt under iakttagande av vad vi funnit för sockerbetsodlingen nämligen: c a = ^7= ya kan sambandet mellan riskpremien och arealen erhållas. Detta studeras lämpligen i diagram F: 5 och F : 6 (sid. 319). H ä r har antagits, a t t c = 0,3 • ^ 0 , 1 , vilket ligger mellan motsvarande värden för spridningsgrupp 1 och 3 i diagram F: 1 (sid. 314), samt a t t självrisken är 0,4. Vi finna därvid att: Riskpremien är en fallande funktion av brukningsenhetens sockerbetsareal. Funktionen har en asymptot parallell med arealaxeln, varför riskpremien för brukningsenheter större än en viss areal kan anses konstant. För det undersökta området, 0,1—10 ha, råder approximativt ett i logaritmisk skala lineärt samband, vilket har en vinkelkoefficient av ungefär — 0,4 (se diagram F: 6, sid. 319).

Appendix 1 till bilaga F PM ang. urvalet av sockerbetsodlare för en undersökning rörande skördevariabiliteten Jordbrukets

Utredningsinstitut,

l:a

avdelningen

På uppdrag av skördeskadeutredningen har på Jordbrukets Utredningsinstitut gjorts ett urval av sockerbetsodlare, varvid det material som ligger till grund för institutets s. k. basurval i viss utsträckning utnyttjats. Kommittén vill bl. a. undersöka variationerna år från år i betodlarnas skörderesultat, varför man ansett en tidsperiod av femton år vara lämplig. Betodlarnas antal har under senare tid varierat omkring 25 000 per år. Då en totalundersökning skulle bli för dyr och tidsödande, gick man in för att företa en urvalsundersökning. Samplet skulle begränsas till omkring 1000 betodlare. Eftersom materialet skall läggas upp på hålkort med ett kort per odlare och år, erhålles således ett material på omkring 15 000 hålkort. Själva urvalsprocessen kan karakteriseras som trestegssampling. För a t t spara arbete och tid har som nämnts Jordbrukets Utredningsinstituts basurval legat till grund för den s. k. stratifieringen av urvalsenheterna. Institutet har för sina undersökningar landet indelat i 388 strata. Varje stratum består av ett antal primära urvalsenheter, P U E . Varje P U E består av en socken eller kombination av socknar. Varje P U E skulle vidare innehålla minst en femtedel (i norra Sverige en tjugondedel) av antalet brukningsenheter i stratum. Vid stratifieringen sökte man åstadkomma maximal homogenitet inom strata beträffande vissa grundfaktorer. Däremot skulle P U E vara så heterogena som möjligt. Detta tillvägagångsätt användes för a t t åstadkomma en låg spridning inom strata och därmed öka tillförlitligheten i resultaten. För den föreliggande undersökningen tog man ut alla strata, vilka innehöll någon primär urvalsenhet med en kontrakterad betareal av minst 10 hektar under året 1952. 66 strata erhölls därvid. Dessa strata indelades i tre grupper med hänsyn till odlingsbetingelserna inom området, varvid man fick 24 strata, för vilka betingelserna var relativt likartade (I), 24 som bildade en mellangrupp (II) och 18 strata för vilka odlingsbetingelserna var synnerligen olikartade (III). Därefter grupperades strata tre och tre, varvid man sökte få bildningar (huvudstrata) av typen (I), (II), (III) i största möjliga utsträckning enligt den ovannämnda indelningsgrunden. Vidare eftersträvades att gruppera geografiskt närliggande strata. I några fall blev m a n dock tvungen a t t taga strata från olika län. Det' första steget i samplingsprocessen var att välja u t ett stratum i vardera av de bildade 22 huvudstrata. Urvalet inom huvudstrata skedde slumpmässigt med sannolikheten proportionell mot betarealen. En metod med s. k. kontrollerat urval användes härvid för a t t säkerställa en så god representation med hänsyn till homogenitetsgrad och geografisk belägenhet som möjligt. Det andra samplingssteget gällde urvalet inom stratum. En P U E skulle tagas u t per stratum. Tillvägagångssättet var analogt med det i första steget, d. v. s. den kontrakterade betarealen användes som storleksmått. De uttagna enheterna är primära urvalsenheter i institutets basurval, eftersom detta är uppbyggt för tvåstegssampling. I det aktuella fallet torde de riktigare benämnas sekundära urvalsenheter, då det ju är fråga om trestegssampling.

309 1

Som nämnts ovan gällde det att få fram ett urval som motsvarade / 25 av den totala populationen sockerbetsodlare, och vidare skulle detta urval vara självvägt. Det är då lätt a t t med ledning av detta och de uträknade sannolikheterna vid första och andra samlingssteget beräkna antalet sockerbetsodlare, vilka skall uttagas från varje utvald socken. Vid det tredje samplingssteget användes Sockerbolagets register. Varje betodlare har ett registreringsnummer. Eftersom någon periodicitet inte förekommer i detta register (åtminstone betr. de t v å sista siffrorna i numret), kunde man med hjälp av ur tabell slumpvis utvalda siffror applicerade på numrens entalsoch tiotalssiffror bestämma urvalsgårdarna i varje uttagen socken. Följande tabell anger det uttagna urvalet socknar och det förväntade antalet uttagna odlare per år, samt anvisningar beträffande urvalsförfarandet. Urvalssystem PUE nr 1

Hom.grupp

Socken

*M

P

P

/

P

nhi

Uttages med följande entalssiffror

Därav förkastas med följande tiotalssiffror

h

Phi

0,538

0,425

0,229

0,175

8, 4

0,602

0,342

0,206

0,194

2, 1

—

0,575

0,338

0,194

0,206

7, 5, 3

3, 1,5

0,445

0,242

0,108

0,370

7, 2, 4, 5

0,495

0,259

0,128

0,312

0, 6, 8, 7

7, 0

h

hi p p

h hi

I:

3 1 D : 1 Torslunda Gräsgård Smedby Mörbylånga

124 50 17 41 232

31 A: 2 Lokrumc Källunge Endre Barlingbo

45 33 24 34 136

41 A : l Starby Höja

44 94 138

41 B: 4 Kverrestad ö . Ingelstad

125 60 185

43 A: 1 Valin ge Fleninge Bårslöv

35 51 26 112

Förklaring av labellhuvudel: Nhi = Antalet betodlare 1952 i ft:te stratum och i:te primära urvalsenheten. Ph = Sannolikheten att väljas ut för h:te stratum inom huvudstratum. Phi = * * » » » *:te primära urvalsenheten inom h:te stratum. / = Den totala urvalsfraktionen ( = 1/25). "/ii = D e t förväntade antalet utvalda betodlare inom h:te stratum och i':te primära urvalsenheten. 1

Beteckningar se sid. 301.

310 PUE nr

Socken

*M

43 B: 1 Skabersjö Glostorp Bunkeflo Gässie

4 30 36 28 98

45 A: 4 Hemmesdynge Grönby Solberga V. Nöbbelöv

0,313

0,232

0,072

0,556

4, 7, 6, 2 1, 3

0,467

0,223

0,104

0,385

5, 0, 2, 6

0,359

0,240

0,086

0,465

3, 0, 1, 6, 7

0,723

0,237

0,171

0,234

5, 9, 1

6, 9

0,577

0,393

0,227

0,176

5, 6

0,100

0,286

0,029

1,38

32 Samtliga uttages

0,196

0,299

0,059

0,678

1, 9, 8, 0 5, 7, 2

0,477

0,278

0,133

0,301

8, 6, 7

0,287

0,304

0,087

0,460

3, 5, 8, 0, 7

0,465

0,368

0,171

0,234

3, 2, 1

1» 2

hi

PhPhi

Phphi

76 83

29 3 32

Hom.gr upp

3 Ph

61 34 48 33

159 66 A: 4 Levene V. Gerum

Därav förkastas med följande tiotalssiffror

7 58

176 47 A: 1 Stehag Harlösa

Uttages med följande entalssiffror

141 45 C:l L:a Slågarp Skegrie S. Åkarp Gylle

hi

n

30 83 25 68 206

45 B: 1 Kvistofta Landskrona stad Asmundtorp

/

P

II:

11 A: 1 Törnevalla Linköpings st.

14 23 37

29 A: 2 Borgholm st. Räpplinge Glömminge

51 59 110

30 B: 3 Burs Öja

81 38 119

34 D: 2 Hällaryd Åryd

76 65 141

311 PUE nr

Socken

N

n

hi

Uttages med Därav förkastas med följande följande entalssiflror tiotalssiffror

0,364

3, 4, 2, 9

0,197

0,203

8, 6

0,235

0,112

0,357

4, 5, 6, 0

0,635

0,309

0,196

0,204

8, 2

0,131

0,236

0,031

1,29

110 Samtliga uttages

0,191

0,378

0,072

0,556

5,2,4,0,7,3

0,354

0,338

0,120

0,333

1, 5, 0, 3

4, 2

P

p p

hi

P

39 B: 2 V. Vram

0,246

0,449

0,110

40 D: 4 Österslöv Skepparslöv Fjälkestad

54 41 37 0,610

0,323

0,478

141 39 D: 4 S:t Olov

47 C: 3 Baldringe Sövde Röddinge

42 53 20

132 Hom.gr upp

h

hi

h hi

/ P p

h hi

7 III:

12 A: 2 Mjölby st. Viby

22 27 49

39 A: 2 Ö. Vram Vittskövle Magiehem

20 70 51

115 48 A: 3 Våxtorp Skummeslöv

26 56 82

A p p e n d i x 2 till bilaga F F ö r t e c k n i n g över h å l k o r t s m a t e r i a l A.

Primärmaterial

14 659 detaljkort från 1 469 brukningsenheter och 16 år (1939—54). Detaljkorten innehåller följande data: 1. Bruk kol. 1 2. Socken » 2—4 3. Odlingsnr 1—1469 » 5—8 4. Åkerareal 0,01 ha » 9—13 5. Sockerbetsareal. 0.01 ha » 14—18 (felaktig) 6. Odling % »> 19—20 [naturl. gödsel ton » 21—22 J C ekv ct/ha » 23—25 7. Gödsel fosfat 20 % » )> 26—28 kali 40 % » »> 29—31 8. Såtid. » 32—33 9. Skörd, total dt » 34—38 10. » areal- dt/ha » 39—42 11. Plantareal » 43—48 12. Skördeår 1939—54 » 49—50 13. Homogenitetsgrupp 1—3 » 51 14. Sekundärenhet (S. E.) 22 st » 52—53 15. Storleksgrupp 1—5 » 54 16. (9) X (10) (dty/ha » 55—63 17. Korrigerad sockerbetsareal 0,01 ha » 77—80 För 2 st. S. E. numrerade 12 och 16 tillkommer 18. med hänsyn till sockerbetsarealen korrigerad avvikelse från årsmedelvärdena kol. 71—74 (Endast enligt ovan kursiverade begrepp har använts för bearbetningen.) B.

Sekundärmaterial

8 st. summakortserier, där summeringarna gjorts över samtliga detaljkort inom 8 olika indelningsenheter. Följande data återfinnes på summakorten: 1. Summakort, nr (se nedan) kol. 1— 2 2. Indelningsenhet (olika kombinationer av 3, 12, 13, 14 och 15 i detaljkorten) (se nedan) » 3— 8 3. Summerad sockerbetsareal 0.01 ha » 9—15 4. » total-skörd dt » 16—22 5. Produktsumma av 16 i detaljkorten (dt) 2 /ha » 23—34 6. (4) : (3) 0.01 dt/ha » 42—47 7. (4) X (6) (dt) 2 /ha » 48—57 8. (5)—(7) » » 58—69 9. Antal detaljkort (brukningsenheter) » 77—80

Indelning i över- och undergrupper har gjorts enligt följande: Summakort nr Homogenitetsgrupp Storleksgrupp Skördeår Sekundärenhet Odlingsnummer

kol. > » » » »

1—2 4 3 5—6 7—8 5—8

22 X

X

X

X

X

X X

X X

X

23 X X

De 8 indelningsalternativen framgår av följande Summakort nr Indelningsenhet storleksgrupp, homogenitetsgrupp, odlingsnr 13 20 storleksgrupp, homogenitetsgrupp, år, sekundärenhet 21 » » — » 22 » > » — 23 — — » » 24 25

24 25

\i

*x Spric/n/ngsqrupp / me</ Men jpridniny

l«

V-

SO

* x---. x

«o-

«

/

F

, . na-shra

6 * 8 t"»

* X

1960-

X

x

jo

** — • *

*X

x^-x

X Oil

or

0.6 0.7 OS o.l U

3.

a* 1

«

5" 6 . 7

8 ? «>

secéeråeror

*

OesfnxJraJe rep/esstbxs///?/er/?6 ör/n/oprf*0te</s«mfiiowiéeféotf sam f jprA/afp Diagram F:l. Den sammanlagda spridningen i sockerbetsskörden mellan brukningsenheter och år inom vissa sekundärenheter och dess samband med medelarealen sockerbetor per brukningsenhet

/

315 Antal

objrarvaJ-ioncr

150100 ISO

JOO-

so -r

I

C

3 Klasi-

nummer

hektarskörcf

59Z observationer frän ar mej

ungefär samma

sprio4ru'ngfrf40-4it44/iS,4it5l)

292 Jfr*

SJZ

\'5.oU mecf )friheJsqracf(e/vjs avvikelsen frän frfc) är ej JsionifiAotiv)

-3

-4

-I

o

t

St

^ hskfarskéret 3il0observationer

frän

ar mea* un^efrär jamoia

spridtino

4 Ktasjnumncr

fl939fré4749)

33C

Jfr

(x)Jx

.MO

\~4.0~f mea Zfrihedsaraaer f/vs avvikelsen frran frx) är ej sionififrafiv) <)

Diagram F:2. Hektarskördarnas fördelning för sockerbetor över brukningsenheterna enhet (inom Landskrona, Kvistofta och Asmundtorp)

i en sekundär-

ft-

>

«

hekforiköra'

30éo£>servo/ioner frön or mea* unfefo'r sommo spr/dn/no(/143t 50^3,5*1 J iJi

ff*)</>U = 30f> Diagram F:2.

(Fortsättning.)

k*/s*n frän ffy or ej

siyntfiketiiy

317 Rnfai Obsrrvaiianrr

too

I

Z

> hekterjM.ord ^Z5observationer

/ran ar /net/ unatfar

jommo jpnam'/io (/940-ti5,4?

-49,5f,52)

2-4JT

\'3i.l7 med3 /rihefsaraaer (efts avvikelsen /ren /frj ar ej sioni/i/to/ir)

fa* 'X * ns

»ntpl . ctxervtcrhasier

4/6 observationer

/rah ar med uofe/or

jomma spridnina

f/939,4é,5053,54)

3.IS

<* * * / * Jfc)d*

X~&/? mea 3 frihe-fsyrat/er &*i atrvik*hen /ran /fo) är & Si«rni/i£oti\t)

Diagram F:3. Hektarskördarnas fördelning för sockerbetor över brukningsenheterna i en sekundårenhet (inom Hemmesdynge, Grönbij, Solberga och N. Nöbbelöv)

318 hektars/ccrden /fisAprem/e /'

%

normaZ/ört/e/oe/

he/rfansAört/en fört/e/oc/ en fyr Peorso/t /yp VI med jnec/Jieismett- -47/f ex<ess/n^¥* O.06

ay

met/e/sAörd

10% Diagram F:4. Riskpremien

ao?t som funktion

av spridningen

30% i

hektarskörden

90%

319 Diagram F:5. Riskpremien som funktion av brukningsenhetens sockerbetsareal

Riskpremie i % av mec/eiiirorc/

ls%

Diagram F:6. Riskpremien som funktion av brukningsenhetens sockerbetsareal (log-log-skala)

Oha

S ha jocterte/jarea//

Riskpremie i % av mede/skörd

'éruir/HOQMttiet

7*

fc.o 11

to 0,f AS 07 a6

os 0.4 ö\

Ot

Oil 0.1

as

ak o.r OA OJ Qxo.110

ho soekeréetsono/l

S

6 7 t f 10

. .

. ,

/öruirmtitfttfifct

Appendix 3 till bilaga F Sekundärenheternas medelskörd och varians vid olika omfattning av sockerbets are al per brukningsenhet

O, Q, 9 ec

Storleksgrupp 1 (0,01—0,24 ha)

C/3 0>

T3 U

CJ

v

XS1 c

O

T3 Ii

C/3 A

B

O

s

> 2

o

C/3 c/3

<o Q

Storleksgrupp 2 (0,25—0,49 ha)

ra ra £ £ o

OJ

Ii

^ ra

1/3

"T^

en Ä

ra o

T3 t! o o o

> 2

C/3

Storleksgrupp 3 (0,50—0,99 ha)

ra ra ., OJ

t-

o

£ c/3 c/3

M 2 C/3

rM

•S-S o

§•53

OJ

s

o>

C/3

a; Q

O

ra

OJ

<v Q

, 2 OJ Tj

ti £> o> Ä o

o

C/3

X

1 I I I I I I I I I I I

43 A: 1 45 B: 1 47 A: 1 43 B: 1 45 C: 1 45 A: 4 41 B: 4 41 A : l 66 A: 4 31 D : l 31 A: 2

404 398 331 354 325 350 324 443 295 292 296

122 43 38 68 63 69 43 117 160 78 136

77 16 24 10 12 10 12 117 25 32 33

0,19 0,20 0,17 0,18 0,15 0,15 0,19 0,23 0,15 0,14 0,17

343 380 307 339 367 363 339 337 305 272 291

90 86 59 62 42 79 80 53 69 106 68

16 19 13 10 6 7 9 15 11 22 9

0,32 0,30 0,32 0,31 0,34 0,32 0,32 0,34 0,29 0,31 0,31

356 361 325 317 377 370 353 356 233 285 287

58 64 69 47 49 49 51 71 84 63 52

7 7 8 6 7 5 5 8 27 8 5

0,60 0,66 0,63 0,58 0,68 0,64 0,64 0,66 0,57 0,64 0,64

II II II II II II

39 B: 2 40 D: 4 34 D: 2 11 A : l 29 A: 2 30 B: 3

355 231 167 253 182 263

24 9

15 7

133 6 59

31 4 11

0,23 0,24 0,18 0,16 0,20 0,18

317 297 339 276 254 278

41 54 109 129 47 67

14 10 15 30 12 7

0,29 0,36 0,29 0,33 0,33 0,31

335 338 334 272 258 274

47 52 44 61 63 39

4 10 6 8 7 3

0,60 0,65 0,62 0,62 0,63 0,62

III III III III III

47 C: 3 39 D: 4 39 A: 2 48 A: 3 12 A: 2

340 300 289 334 288

83 79 96 94

16 50 48 42

0,20 0,20 0,21 0,17 0,20

337 325 312 315 303

64 75 66 92 103

13 5 11 16 19

0,36 0,29 0,32 0,29 0,29

333 321 318 334 298

58 64 43 73 53

4 4 5 8 7

0,66 0,58 0,62 0,59 0,60

Beteckningar se sid. 301.

321 Di 3

U tUD C/3 +-> SJ

s w

Storleksgrupp 5 (mer än 2,99 ha)

Storleks grupp 4 (1,00— 2,99 ha)

o.

3 XJ t-.

c/3 C

T3 CD

o £ o

O

> 1

E c/3

a

| ^ u o

MM

1-S

-o CO

cs <u <-

u '•o -

-ö

^

C/3

£

" O t-c CO CO

Ä

-O "O CO

<o Q

O c/3

5 3 7 4 5 5 2 9 13 4 3

1,76 1,97 1,55 1,95 2,04 1,79 1,61 1,51 1,97 1,70 1,47

346 357 287 380 378 370 319 337 306 317 267

> °

C/3 C/3 OJ

u o o

Q

S3

31 34 50 32 31 24 27 47 52 30 63

3 2 12 2 2 2 4 12 15 4 16

11,69 7,01 4,33 7,79 7,13 6,89 10,95 4,97 4,71 4,73 2,79

s

o c/3

43 A: 1 45 B: 1 47 A: 1 43 B: 1 45 C: 1 45 A: 4 41 B: 4 41 A : l 66 A: 4 31 D : l 31 A: 2

356 376 302 371 381 368 344 352 287 309 287

57 49 64 42 39 47 34 89 50 49 50

39 B: 2 40 D: 4 34 D: 2 11 A : l 29 A: 2 30 B: 3

313 359 326 283 293 264

43 40 48 43 45 36

6 5 7 6 4 3

1,31 1,70 1,48 1,60 1,48 1,42

233 363 305 303 295 287

72 27 59 47 46 100

60 11 16 7 20 40

0,78 6,33 6,66 8,56 2,80 2,30

47 C: 3 39 D: 4 39 A: 2 48 A: 3 12 A: 2

326 308 303 341 255

43 55 65 56 44

3 6 9 11 11

1,36 1,29 1,41 1,22 1,43

309 295 368 308 264

24 49 22 52 51

3 25 6 12 25

9,50 1,09 12,54 6,90 2,83

21—708143

Bilaga G

Jordbrukets Utredningsinstituts basurval Folke

Larssoji

Syfte

Antalet brukningsenheter i Sverige uppgick enligt 1951 års jordbruksräkning till 378 000, varav 282 000 med över 2 hektar åker. Vid insamlandet av statistisk information rörande det svenska jordbruket blir m a n därför i allmänhet tvungen a t t begränsa sig till ett stickprov av dessa brukningsenheter. Det kan t. ex. nämnas att de årliga arealinventeringarna och husdjursräkningarna baseras på ett urval omfattande cirka 27 000 brukningsenheter. Urvalsmodellen vid dessa undersökningar är av enstegstyp med varierande urvalskvoter i skilda storleksstrata. Som urvalsbas har under senare år använts RLF:s jordbruksregister. Detta register beskrives i sista avsnittet av denna redogörelse. Åtskilliga av de vid Jordbrukets Utredningsinstitut förekommande fältundersökningarna är emellertid av den karaktär a t t det skulle vara synnerligen oekonomiskt a t t företaga urvalet i ett steg. Framför allt gäller detta intervjuundersökningar av olika slag, där en geografisk »klumpning» av de företag, som skall undersökas, är nödvändig. Men även vid postenkäter kan ett flerstegsurval erbjuda fördelar. Man får nämligen räkna med a t t upp till 30 procent av de utsända formulären icke återsändes förrän efter påtryckningar via institutets k o n t a k t m ä n ute i bygderna. 1 Effektiviteten i insamlingsarbetet kan ökas och kostnaderna minskas om antalet i en undersökning insatta k o n t a k t m ä n kan hållas lågt. Basurvalet utgör ett primärt urval av mindre geografiska områden. Det är avsett att kunna användas för olika slags undersökningar, vid vilka ändamålet är att skaffa kvantitativ information rörande jordbruksföretagen i riket eller inom större delar därav. De krav som uppställdes inför konstruktionen av basurvalet var bl. a. följande 1. Varje urvalsenhet skall ha en känd och från noll skild sannolikhet a t t uttagas. 2. Basurvalet skall vara flexibelt, d. v. s. urvalens storlek i första och följande stegen skall kunna avpassas så a t t den ur kostnads- och precisionssynpunkt mest optimala urvalsplanen ernås. 3. Speciella urvalsprinciper bör användas i den mån de kan beräknas bidraga a t t öka precisionen i skattningarna eller minska undersökningskostnaderna. Basurvalet har emellertid vissa begränsningar. Det kan inte användas för skattningar avseende smärre geografiska områden (t. ex. län eller mindre). Det kan även vara oanvändbart när det gäller skattningar av storheter med stark lokalisering till vissa orter eller bygder. 1 Totalt finns omkring 2 400 kontaktmän, fördelade över hela landet. De är förtroendemän som väljes för ett år i taget genom RLF:s lokalavdelningar. Kontaktmännen är i princip oavlönade och kan i allmänhet inte utnyttjas för rena intervjuändamål. De har lokalkännedom och bidrar värdefullt vid institutets undersökningar genom att inhämta resterande uppgiftsblanketter, lämna kompletterande uppgifter m. m.

323 Stratifieringen

Stratifiering före urval utgör ett verksamt medel a t t reducera medelfelen i skattningarna. Stor omsorg har därför nedlagts på a t t åstadkomma en effektiv stratifiering. Vid bildandet av såväl strata som primära urvalsenheter har socknen (församlingen) utgjort byggstenen. För var och en av rikets socknar erhölls ur den officiella statistiken följande uppgifter: a) Åkerarealens procentuella användning 1944 1 för följande grödor: vete, råg, korn, havre, blandsäd, potatis, sockerbetor och vall b) Arealrelationen skogsmark/åker resp. betesmark/åker 1944. c) Jordbruksbefolkningens procentuella andel av totalbefolkningen 1950. Uppgifterna a) och b) användes för socknarnas gruppering till strata medan uppgift c) utnyttjades i samband med själva urvalsproceduren. Vid stratifieringen sammanfördes alltså socknar, som var varandra så lika som möjligt med avseende på de relevanta faktorerna. Strata byggdes upp successivt, varvid man började längst i söder och gick norrut. Man försökte härvid undvika att stratumgränserna kom a t t överskära gränslinjerna för de s. k. naturliga jordbruksområdena (enligt den Höjerska indelningen); denna princip kunde, med hänsyn till önskemålet a t t få strata likstora, dock ej alltid upprätthållas. I allmänhet gjordes strata geografiskt kompakta. Bland de få undantagen härifrån kan n ä m n a s ett »sandjordsstratum» i Skåne (omfattande vissa socknar utmed den skånska kuststräckan) och ett »skärgårdsstratum» (sträckande sig från Öregrund till Södertörn). Avsikten med stratifieringen var att minimisera variationen inom strata beträffande de storheter, som kan bli föremål för undersökningar, och därmed skärpa precisionen i skattningarna. Även om de framtida undersökningsprojekten är okända har man anledning a t t förmoda att de faktorer, som kommer a t t studeras, står i viss relation till jordbruksföretagens ekonomiska avkastning. Problemet var alltså a t t erhålla ett bonitetsmått för det samlade jordbruket inom var och en av rikets socknar. Olika möjligheter a t t finna ett sådant m å t t prövades innan stratifieringen började. Det visade sig härvid inte praktiskt möjligt att bygga på den officiella skördestatistiken, eftersom man i så fall blivit tvungen a t t för varje socken extrahera skördedata för ett tiotal grödor under ett tiotal år, sammanlagt cirka en kvarts miljon uppgifter. E t t försök gjordes också a t t bygga stratifieringen på det genomsnittliga taxeringsvärdet per hektar åker. Inom ett par län prövades metoden genom att de genomsnittliga taxeringsvärdena inprickades på en karta. Det visade sig dock omöjligt a t t den vägen åstadkomma någon användbar stratumindelning — därtill var variationen även mellan närliggande socknar alltför stor. Detta negativa resultat var dock inte direkt oväntat med hänsyn till det schematiska tillvägagångssättet vid åsättandet av taxeringsvärdena. E n tredje utväg som också prövades men förkastades, var att utgå ifrån befintliga jordartskartor. Det kan emellertid nämnas att jämförelser mellan jordartsförhållandena kommit till användning i några fall då tveksamhet rått beträffande en sockens inplacerande i r ä t t stratum. Den metod som slutligen kom till användning för stratifieringen baseras på tanken att åkerbrukets förutsättningar i en socken delvis återspeglas i det sätt varpå den disponibla arealen användes. I första hand utskiljdes regioner med mera specialbetonade odlingar. Man erhöll t. ex. ett »köksväxtstratum» i Kalmar län och några »potatisstrata» på andra håll i södra Sverige. Inom varje naturligt jordbruksområde sammanfördes de socknar som hade den största relativa odlingen av mera krävande 1

Uppgifter från 1951 års jordbruksräkning förelåg inte vid uppläggningen av basurvalet.

324 växtslag, såsom vete och oljeväxter samt sockerbetor i de områden, där sådan odling förekom. Dessa växtslag hade i allmänhet god diskrimineringsförmåga. Man tog sedan de andra extremfallen och sökte få fram de »magrare» områdena genom a t t studera vallprocenten. Även typiska skogsstraia avgränsades. Slutligen återstod ett antal mera indifferenta områden som indelades i strata huvudsakligen efter rent geografiska grunder och i viss mån också med hänsyn till odlingen av andra grödor. Detta förfarande var i stort sett det som användes inom de mera jordbruksbetonade länen. I dessa kunde variationen antagas vara störst och vinsterna av en effektiv stratifiering bli höga. I skogslänen visade det sig ofta svårt a t t finna faktorer som var tillräckligt diskriminerande för a t t tjäna som stratifieringsgrundval. H ä r fick oftast en stratifiering på rent lägesgeografiska grunder tillgripas. Med hänsyn till den roll väderleksbetingelserna spelar för skördeutfallet och de stora variationer i nederbörd m. m., som kan förekomma inom ett och samma län, torde en sådan indelning dock kunna vara värdefull. Stratumstorleken har inriktats på ett totalantal brukningsenheter om 800. Man har strängt sökt upprätthålla principen a t t alla strata skall vara likstora även om detta ibland måst ske på bekostnad av homogeniteten. Till följd av socknarnas högst varierande storlek har det dock blivit nödvändigt att godta strata, även om antalet brukningsenheter i något fall ligger så lågt som 600 eller så högt som 1 000. Att antalet brukningsenheter valts som storleksmått i stället för arealen beror på a t t gårdarnas åkerareal är irrelevant vid många undersökningar. I norra Sverige (Norrland — Gästrikland + mellan- och fjällbygderna i Kopparbergs län samt norra Värmland) har strata, av skäl som närmare skall redovisas längre fram, gjorts genomsnittligt fyra gånger större, d. v. s. omfattande cirka 3 200 brukningsenheter. Totalantalet strata utgjorde: I södra och mellersta Sverige 352 »små» strata I norra Sverige 36 »stora» strata. Primära urvalsenheter

Sedan stratifieringen gjorts klar vidtog konstruktioner av de primära urvalsenheterna (PUE). Det första problemet gällde att bestämma lämplig storlek på P U E . Utgångspunkten var, a t t en P U E skulle väljas inom ett stratum med sannolikheten proportionell mot storleken. Vidare skulle urvalet vara självvägt över strata. Om den totala urvalsfraktionen för en undersökning hade värdet / måste urvalssannolikheten Phi i basurvalet vara större än / (h avser stratum, i P U E ) . E n undre gräns för PUE:s storlek kunde därigenom anges. Det ansågs tillräckligt, om P U E inte understeg 20 procent av stratums totala storlek. I absoluta tal fastställdes 175 brukningsenheter som det minsta antal P U E fick omfatta. I den mån antalet jordbruk i någon socken var mindre, fick den sammanslås med andra socknar i samma stratum. Många kommuner uppfyllde emellertid minimikravet och bildade då ensamma P U E . I något fall bestod stratum av en enda P U E , som alltså kom a t t uttagas med säkerhet. Den andra frågan gällde på vilket sätt mindre kommuner skulle kombineras till P U E . Här uppställde sig två varandra delvis motstridande principer. Å ena sidan borde P U E göras så heterogena som möjligt, för att variationen mellan P U E skall bli låg. Å andra sidan borde P U E göras geografiskt kompakta med hänsyn till önskvärdheten av att resekostnaderna inom P U E begränsas i möjligaste mån. Resultatet har i allmänhet blivit en kompromiss mellan dessa båda principer. Ofta har emellertid förhållandena varit sådana, a t t möjligheterna a t t kombinera olika socknar varit starkt begränsade.

325 Urvalsproceduren

Landet hade indelats i 388 strata. Varje stratum var sammansatt av 1—5 P U E (2—14 i norra Sverige). Varje P U E tilldelades en urvalssannolikhet motsvarande den relativa andelen av antalet brukningsenheter i stratum. En form av »kontrollerat urval» har kommit till användning. Härvid sammankopplades 6 å 10 strata belägna inom samma län eller naturliga jordbruksområden. E t t schema av följande utseende uppritades

Strotumnummer 12C

10 A

11 A

10 C

12 B 12 D

11 B

12 A

-

Samtliga vertikala linjer (utom den sista) representerar strata. Ordningen mellan strata har fatställts genom lottning. Varje stratumlinje har uppdelats i segment (a, b, etc.) motsvarande de i stratum ingående P U E och vars längder har gjorts proportionella mot resp. urvalssannolikheter. Det betydelsefulla är a t t segmenten ordnats med hänsyn till jordbruksbefolkningens relativa andel av totalbefolkningen inom resp. P U E . E t t segment betecknat a motsvarar alltså den mest jordbruksbetonade urvalsenheten. Själva urvalet har sedan skett genom att välja en punkt slumpmässigt på den första stratumlinjen och utmärka motsvarande punkt på den sista linjen och från dessa dra linjer parallella med ena diagonalen. De genomskurna segmenten anger vilka P U E , som uttagits för basurvalet. Den här beskrivna grafiska metoden ger de önskade urvalssannolikheterna samtidigt som man inom större områden får en tillfredsställande fördelning av samplet med hänsyn till urbaniseringsgraden. Delurvalen

För att åstadkomma den i första avsnittet nämnda flexibiliteten i basurvalet har detta spaltats i fyra likstora delurval. Varje delurval kan användas separat, men man kan också slå samman två eller flera delurval om detta anses önskvärt. Vid undersökningar där man behöver flera samples för olika frågeställningar, är en sådan uppdelning också värdefull. Sedan strata definierats, men innan själva urvalet företogs, grupperades strata i fyra klasser A, B, C och D. Detta tillgick på så sätt att man först sammanförde strata fyra och fyra till s. k. »överstrata», varvid man sökte få strata, som var så lika som möjligt med avseende på tidigare nämnda stratifieringsvariabler i samma

326 överstratum. Till grupp A hänfördes sedan ett stratum från varje överstratum och analogt för de övriga grupperna. Man uppställde emellertid det villkoret a t t två strata med samma litterabeteckning inte fick gränsa till varandra. För övrigt kunde emellertid klassangivelsen ske helt arbiträrt. De vid urvalet uttagna P U E som kommit a t t ligga i A-strata fick sedan bilda delurval A, o. s. v. 1 I norra Sverige har inte någon spaltning på delurval företagits. Socknarna är här av mycket varierande storlek och det skulle vara olämpligt och ibland omöjligt att bilda strata av samma storlek som i övriga landet. De gjordes som nämnts cirka fyra gånger större. Den sampletäthet, som uppnåtts i norra Sverige, är i stort sett densamma som man får, när endast ett av delurvalen användes för övriga landet. Det speciella förfarandet i den norra landsdelen har motiverats av de höga fältkostnaderna och den (sannolikt) mindre regionala variabiliteten. Skattningsförfarandet

H ä r skiljes mellan det fall att samtliga fyra delurval ligger till grund för undersökningen och det fall endast ett, t v å eller tre delurval användes. Om samtliga delurval utnyttjas skattas populationsvärdet på följande sätt L

— Phi

(1)"

Här betecknar x' skattningen av det totala populationsvärdet x och x'hi motsvarande skattning för den z':te P U E i h:te stratum (h = 1, 2 L), medan Phi är urvalssannolikhetcn för samma P U E . Eftersom endast en P U E uttagits per stratum kan en korrekt skattning av variansen al> ej erhållas. Genom att bortse från stratumgränserna inom »överstrata» kan emellertid en approximativ (över-)skattning göras enligt följande

*-££i £(*-$*)'• ft

a

x'ghi.2

där x'gh =

(2)

Index g avser överstratum (g = 1,2 . . . G). Sgh är ett storleks-

Pghi

m å t t på stratum t. ex. antalet brukningsenheter. Kvoten SghlSg användes för att korrigera med hänsyn till variationen i storleken av strata inom samma överstratum. I norra Sverige, där ingen överordnad stratumindelning förekommer, får en lämplig gruppering av strata företagas. I det andra fallet sammansättes undersökningsurvalet av ett, t v å eller tre delurval, som utväljes slumpmässigt bland samtliga fyra delurval. Här införes således ytterligare ett urvalssteg. Om t. ex. delurval A användes kan skattningen av x skrivas g Xhi SA

(3)'

Phi

d. v. s. en form av kvotskattning, där SA och S anger den sammanlagda storleken av A-strata resp. samtliga strata. Det är ej möjligt att estimera a%> eftersom blott 1 I bilaga K har A-—D ersatts med 1—4 och i bilaga K numret för norrländska strata utökats med en 0:a. 2 Inom h har endast ett z-värde utvalts.

327 en enhet i initialsamplet uttagits. E n approximativ lösning erhålles om man antar att urvalsenheterna i stället uttagits inom överstrata. E t t skattningsuttryck analogt med ekvation (2) kan då användas, ehuru urvalssanolikheterna får modifieras. Indelning i superstrata

För skördeförsäkringen har »överstrata» grupperats till »superstrata». Primär stratifieringsgrund har varit arealen brödsäd + sockerbetor (i Norrland all säd) i procent av total åkerareal inom »överstrata» (ofta kallade huvudstrata). Sekundär indelningsgrund har varit den geografiska belägenheten. En sammanställning av grupperingen lämnas i nedanstående tabell. Gruppering Grupp nr 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 1

Huvudstrata nr

av

huvudstrata

Areal brödsäd + sockerbetor (i Norrland all säd) i % av total åkerareal inom resp. strata (huvudstrata). Jordbruksräkningen 1944

42— 43— 44— 45 26, 28, 28, 35 — 38, 43, 36, 39 — 28, 33, 28, 22 — 45, 43, 41, 45 4 7 _ 4 i _ 40— 38 13, 14, 16, 14 — 24, 24, 28, 29 — 13, 20, 13, 2 0 — 5, 8, 14, 14 39— 32— 33 —46 5, 8, 8, 4 — 3, 4, 7, 5 — 4, 4, 5, 5 — 8, 9, 5, 3 30— 3 1 — 29— 28 12, 10, 13, 10 — 20, 20, 18, 2 2 — 9, 14, 15, 1 1 — 6, 10, 9, 8 27— 26— 2 1 — 22 6, 6, 6, 7 — 5, 6, 7, 4 — 5, 4, 4, 4 — 6, 4, 6, 5 23— 19— 17— 18 5, 5, 5, 5 — 4, 4, 5, 4 — 7, 5, 6, 6 — 5, 5, 4, 5 3 5 _ 36— 37— 24 1 3, 3, 5, 2 — 4, 4, 2, 4 — 2, 3, 5, 3 — 3 , 5, 3, 4 25— 50— 20— 161 4, 3, 5, 4 — 5, 4, 4, 6 — 5, 5, 5, 5 — 6, 5, 5, 6 48— 49— 5 1 — 60 6, 9, 6, 6 — 9, 16, 14, 1 3 — 6, 8, 10, 7 — 11, 9, 7, 12 52— 5 3 — 54— 55 6, 8, 7, 9 — 12, 12, 10, 9 — 9 , 7, 8, 9 — 8 , 8, 9, 11 7, 7, 6, 6 — 5, 5, 7, 8 — 4, 4, 6, 4 — 6, 4, 4, 5 62— 6 1 — 63— 64 56— 57— 58— 59 9, 11, 10, 8 — 10, 9, 9, 1 2 — 7, 6, 7, 8 — 9, 6, 8, 6 65— 66— 67— 68 12, 9, 7, 11 —-14, 11, 14, 1 2 — 8, 12, 9, 1 0 — 8, 9, 9, 10 69— 70— 7 1 — 15 6, 5, 7, 5 —- 5 , 6, 4, 4 — 6, 4, 6, 4 — 8 , 6, 5, 5 14— 1 1 — 12— 34 11, 11, 16, 12 —-26, 23, 23, 22 — 16, 17, 16, 19 — 15, 13. 14, 12 13— 10— 82— 79 8, 7, 6, 7 —- 7 , 8, 9, 8 — 6, 6, 5, 6 — 6, 6, 4, 5 7— 8— 9— 2 13, 14, 14, 11 —-12, 12, 12, 12 — 10, 11, 10, 11 — 11, 10, 14, 12 3— 6— 84— 80 12, 14, 13, 12 —-14, 17, 17, 14 — 11, 12, 13, 1 1 — 8, 10, 10, 9 1— 83— 5— 81 7, 7, 8, 8 —- 6 , 8, 9, 5 — 6, 9, 7, 9 — 7 , 10, 9, 7 7, 10, 8, 8 —- 7, 6, 11, 8 — 9 , 8, 8, 8 — 9 , 8, 7, 10 72— 76— 74— 75 73— 77— 85— 87 8, 8, 8, 7 —- 6 , 6, 6, 4 — 6, 7, 4, 3 — 6 , 6, 7, 8 78— 86— 88— 4 2, 4, 4, 5 —- 2 , 2, 2, 2 — 4, 3, 1, 1 — 4, 4, 4, 2 26 34 — 33 — 26 89— 90— 92— 99 15 15 15 — 16 93—100—109—110 22 34 — 36 — 31 94— 95— 96— 97 98—119—118—116 8 9 — 9 — 8 25 22 26 — 20 91—101—102—103 104—105—106—107 23 18 — 18 — 13 108—111—112—113 19 16 — 18 — 15 114—115—117—120 18 19 — 16 — 14 124—123—121—122 12 10 11 — 9

Nederbördsrikt område.

RLF:s jordbruksregister

Ehuru jordbruksregistret inte ingår i basurvalet, skall dock en kort beskrivning av registret lämnas. Med hjälp av jordbruksregistret dras i allmänhet gårdsurvalen inom P U E . RLF:s jordbruksregister omfattar landets totala areal av åker och betesmark samt den skogsmarksareal som innehas av privatpersoner, lantbruksbolag o. d. Även mark tillhörig icke-medlemmar av R L F ingår således. Dock omfattar registret

328 endast enheter, som taxerats som jordbruksfastigheter. Registret är upplagt dels centralt på hålkort dels lokalt på vanliga registerkort. På hålkorten finns följande uppgifter instansade. Identifieringsdata (län, naturligt jordbruksområde, kommun, brukningsenhet) Areal åker Areal betesmark Areal skogsmark Personkategori (självägande, arrendator, etc.) Medlem av R L F Obrukad åker Kreaturslös drift Skogskörare Namn och adress Diverse interna RLF-uppgifter. Varje registerkort motsvarar en taxeringsenhet. All areal redovisas dock, vad hålkorten beträffar, per brukningsenhet. I de manuella registren kan emellertid även de enskilda taxeringsenheternas arealinnehav m. m studeras. RLF:s jordbruksregister skall alltid hållas aktuellt, vilket sker genom en omfattande rapportering från de lokala organen. Jordbruksregistret har även u t n y t t j a t s av olika officiella myndigheter, bl. a. i samband med bearbetningen av 1956 års allmänna jordbruksräkning samt för uttagande av urval för arealinventeringarna, lönestatistiken och skördeskadeförsäkringen.

Bilaga H

P.M. angående beräkningen av produktionsvärdet vid normalskörd i samb a n d m e d utredningen a v skördeskadorna hösten 1955 Jordbrukets

Utredningsinstitut,

l:a

Avdelningen

I syfte att söka bestämma den relativa skördenedsättningen inom de olika områdena gjordes en beräkning av det normala produktionsvärdet inom varje naturligt jordbruksområde. I det följande angivas de principer och grundmaterial som användes. 1. Besådd areal 1955. Dessa uppgifter erhölls för varje gröda och område från den representativa arealinventeringen den 1 juni 1955. 2. Normalskörd per hektar. För de flesta grödorna användes tioårsmedeltal, varvid totalskörden 1944—53 dividerades med resp. totalareal. S.O.S. Jordbruk och boskapsskötsel 1944—53. Vissa grödor redovisades inte på jordbruksområden under hela denna period, varför beräkningarna av normalskördarna för kokärter, foderärter och vicker samt foderrotfrukter baserades på perioden 1950—54. Vidare ligger åren 1952—54 till grund för oljeväxterna. 1 3. Beräknad av 1. och 2.

totalskörd. Denna fås för gröda och område genom multiplikation

4. Producentpriser. Dessa erhölls från jordbrukskalkylen våren 1955: Kungl. Maj:ts proposition 180/1955. E n uppjustering av brödsädespriserna med 2 kr/100 kg, vilken gjordes i den senare jordbruksuppgörelsen på våren, medtogs i beräkningarna. En liknande operation företogs beträffande potatisen där samtidigt en geografisk differentiering av priset mellan utpräglade fabrikspotatisodlardistrikt och andra områden ansågs motiverad. Således sammanvägdes priserna på fabriks- och matpotatis inom områdena Gss och Gmb med ledning av uppgifter om produktionen härav. För foderrotfrukter och hö från odlad jord gjordes en grov uppskattning av förädlingsvärdet. Vid bestämning av sockerbetspriset utgick man från 17,5 procents sockerhalt. 1 5. Normalt produktionsvärde. av 3. och 4.

Detta erhålls för varje gröda genom multiplikation

Genom a t t addera dessa erhållna värden för samtliga grödor, kunde sedan ett samlat produktionsvärde för det naturliga jordbruksområdet erhållas. Genom division med den använda åkerarealen kunde sedan områdets normalskörd bestämmas uttryckt i kronor per hektar.

1 Normskördar och normpris framgå av tabell 1 a) till bilaga D (sid. 282—283).

Bilaga I

E n jämförelse mellan objektiva och subjektiva skördeuppskattningar

1. Det material, som föreligger till jämförelse mellan objektiva och subjektiva skördeuppskattningar, avser dels en jämförelse mellan skördeuppskattningar med provytemetoden och vissa på bedömningar grundade skördeuppskattningar, dels, beträffande sockerbetor, en jämförelse mellan i bilaga F behandlade stickprov på leveransstatistiken med i huvudundersökningen bearbetade, på ombudsuppskattningar grundade siffror i statistiska centralbyråns material. Beträffande jämförelserna med skördeuppskattningar enligt provytemetoden ha dessa h ä m t a t s från statistiska centralbyråns redogörelse för vissa stråsädesgrödor samt potatis. Vallskördekommittén har i fråga om hö gjort motsvarande jämförelse med gillesombudens uppskattningar, vilken refereras i kapitel 8, beträffande detaljerna hänvisas till bilaga 3 (sid. 497 ff). 2. Hektarskördar för höstvete, vårvete och havre har observerats i 25 församlingar i Östergötlands län 1953, 21 församlingar i Södermanlands län 1954 och 19 strata i Södra Sverige 1955. Uppskattningarna ha dels baserats på provytemetoden, dels på bedömningar av jordbrukskonsulenterna Månsson, 1953, Fischerström 1954 samt av jordbrukarna jälva och vissa ej namngivna konsulenter 1955. De viktigaste resultaten framgå av tabell 1 (sid. 331), där även vissa år medtagits en jämförelse med gillesombudens uppskattningar. Av tabell 1 b) framgår att variationen underskattades 1953 och överskattades 1954 i bedömningen. Detta avser emellertid geografisk variation. Någon uppfattning om tidsvariationen kan inte erhållas ur materialet. Hektarskördarna för vete underskattades i bedömningen 1953 med mindre än 10 % medan hektarskörden för havre visar god överensstämmelse. Hektarskörden för höstvete underskattades av konsulenten 1954 med mindre än 10 %, överskattades för vårvete med nära 10 % och underskattades för havre med 13 %. 1955 äro konsulentuppskattningarna nära lika med provyteuppskattningarna, detta gäller även jordbrukarnas u p p s k a t t ningar 1955. Ombuden ha i allmänhet underskattat skörden, mest för havre. 3. Beträffande sockerbetor har materialet h ä m t a t s dels från sockerbetsundersökningen enligt bilaga F dels från den retrospektiva huvudundersökningen av statistiska centralbyråns material. I det förra materialet ha de för varje år aktuella sockerbetsarealerna använts som viktstal, i det senare 1951 års arealer. Denna skillnad torde vara av ringa betydelse. Visserligen varierar sockerbetsarealen per brukningsenhet relativt kraftigt mellan olika år, över större områden summerade arealer kunna emellertid antagas variera obetydligt. Samtliga värden avse korrigerade skördevärden (se bilaga D, sid. 278). 4. Det i bilaga F redovisade materialet avser ett stickprov. Härigenom får tidsvariansen ett bias, som kan härledas enligt följande: L å t sg betyda den geografiska spridningen, e stickprovsfelet och st den observerade tidsspridningen samt a tidsspridningen efter korrektion för bias. L å t xum, a^ m v a r a hektarskörd och sockerbetsareal år i, stratum Z^ brukningsenhet m samt xa med anm vägt stickprovsmedelvärde av xum för il och xz motsvarande för l samt nt n 2 n 3 antal xUm (14 659), antal xa (352) och år (16) respektive: Då erhålles

331 2 _

"i ZailmjXilm — XilY n x — n2 Zaun

(1)

där summationen tages över alla i I m st

=

n3 Zan{xn — xi) Zan n3 — 1

(2)

där summationen tages över alla i I. Tabell 1. Jämförelse mellan objektiva och subjektiva skördeuppskattningar

för stråsäd

a) Variation i provyteundersökningen: Variation mellan provytor inom fält i % = s » » fält inom församling i % = s. Medelfel i församlingarnas medelskörd i % = e Standardavvikelse för församlingar i % = a Variation mellan församlingar i % = s~ = \a2 — e2 Variation mellan församl. inom stratum i % = s' Variation mellan strata i % = s„ Östergötland 1953

Höstvete Vårvete Havre

Södermanland 1954

Södra Sverige 1955

S

U

s

f

e

o

s

s

v

s

/

£

er

s

14 16 15

15 17 16

6 7 7

17 17 17

16 15 15

15 16 16

18 22 25

7 10 10

10 12 8

7 7

s

s

/

s'

s

13 14 14

22 30 27

19 24 21

25 35 26

y

s

b) Jämförelse mellan provyteuppskattningar och uppskattningar efter bedömning av variation mellan församlingar, respektive strata. Östergötland 1953

Höstvete. . . Vårvete.... Havre

Södermanland 1954

Provytemetoden

Bedömn. 1

Provytemetoden

16 15 15

13 12 10

7 7

Södra Sverige 1955

Bedömn. 1

Provytemetoden

Bedömn. 3

10 8 7

25 35 26

20 38 27

c) Jämförelse mellan provyteuppskattningar av hektarskörden med avdrag av 10 % för spill med uppskattningar efter bedömning av hektarskördar för län respektive hela det undersökta området. östergötl. 1953

Höstvete Vårvete

Södermanland 1954

Prov- Bedöm- Provning ytemeyteme1 toden toden

Bedömning 1

3 800 3 080 2 600

3 130 2 560 2 220

3 400 2 850 2 630

3 350 2 360 2 850

Södra Sverige 1955

2 Provytemetoden

Bedömning 1

2 990 2 220 2 470

2 720 1 970 1 660

2 840 1 990 1 630

2 480 1 730 1 260

2 800 1 980 1 720

(Bedömning: 1 konsulenternas, 2 gillesombudens, 3 jordbrukarnas.)

332 I genomsnitt har inom stratum utvalts 7 M av totala antalet brukningsenheter, vilket motsvarar 42 stycken brukningsenheter per stratum och år. Det genomsnittliga stickprovsfelet, e, kan då uppskattas med:

£ =

Sr.

V

1 — 25 = V' 62 dtlha41

/ d t\2

Enligt materialet är s2g = 2 648 f — j nomsnitt o*2 = s? — £2 = 1 277

(3)

/ dt \2 och s? = 1 339 ( — J varav erhålles i ge-

och den genomsnittliga /(T2

fc=V^=

korrektionsfaktorn: (4)

0,977

Denna korrektionsfaktor avser spridningen i hektarskördar i stället för i hektarskördevärden. Det inses lätt att den med obetydlig approximation kan tillämpas på hektarskördevärden. 5. I tabell 2 har sammanställts en jämförelse mellan materialen. I fråga om variationskoefficienterna ha dessa för olika sekundärenheter baserats på st, medan korrektionsfaktorn i (4) tillämpats på genomsnittet. Detta kan motiveras med a t t kvoterna mellan variationskoefficienterna med undantag av ett fåtal värden variera obetydligt och A- ligger nära 1. Tabell 2. Jämförelse

mellan skördeuppskattningar ombudens skördebedömningar

på leveransstatistik för sockerbetor

Variationskoefficienter

Medelvärde 100 kr/ha SE

HuvudLev.stat. undersökningen

och på gilles-

Lev.stat.

Huvudundersökn.

Kvot

°/

°/

/oo

/oo

0/ /o

106 80 81 78 104 105 101 110 135 125 106 92 127 162 136 160 173 128 127 178 174 102

81 71 79 77 89 92 95 84 76 95 152 105 109 134 126 116 211 155 139 194 157 147

Differens

11 12 13 14 15 16 17 21 22 23 24 25 26 31 41 51 52 61 71 72 81 82

27,3 28,2 24,2 29,6 29,4 28,8 24,9 26,1 24,5 26,7 25,5 28,3 27,4 24,5 25,8 22,5 22,5 24,4 24,4 21,8 21,8 20,6

25,1 26,1 23,4 26,5 26,9 27,1 23,2 26,4 23,1 24,6 22,2 25,8 24,7 24,9 22,6 20,6 18,2 18,6 22,8 21,2 21,2 20,8

2,2 ± 1,2 2,1 ± 0,8 0,8 ± 1,7 3,1 ± 0,7 2,5 ± 1,0 1,7 ± 0,9 1,7 ± 1,9 — 0,3 ± 1,5 1,4 ± 2,3 2,1 ± 1,9 3,3 ± 3,7 2,5 ± 1,9 2,7 ± 3,0 — 0,4 ± 2,9 3,2 ± 2,5 1,9 ± 1,6 4,3 ± 3,2 5,8 ± 3,4 1,6 ± 1,2 0,6 ± 2,5 0,6 ± 1,3 — 0,2 ± 1,7

medelvärde

25,35

23,39

2,0 ± 0,45

131 112 103 101 117 114 106 131 179 131 70 88 116 121 109 138 82 83 91 92 111 69 (korr.) 106 ± 5

333 Av tabellen framgår att de på gillesombudens skördebedömningar uppskattade skördevärdena äro 200 ± 50 kr/ha lägre än de som beräknats från leveransstatistiken eller i relativtal 8 ± 2 %, skillnaden är signifikativ. Motsvarande för variationskoefficienterna är G ± 5 %, vilket icke är signifikativt. 6. För potatis har tillvaratagen skörd per ha observerats vid 12 brukningsenheter i Södermanland 1954. Vid jämförelse mellan provyteuppskattningar och jordbrukarnas bedömning har erhållits en så låg korrelationskoefficient som 0,5 med en residualspridning på 16 %. Vidare är roten ur den genomsnittliga kvadratavvikelsen mellan medelvärden enligt provytemetoden och skördebedömning ca 23 % av medelvärdet. Storleksordningen av detta värde ger skäl för misstanken av förekomst av ett systematiskt fel i endera uppskattningen trots att överensstämmelsen mellan totalskörden för de 12 jordbrukare, som lämnat skördeuppgifter, sammanlagt med endast 1 % understeg sammanlagda totalskördarna för dessa jordbrukare enligt provytemetoden. I centralbyråns redovisning påpekas också att osäkerheten i provytemetoden är större än i fråga om stråsäd på grund av luckor i fårorna, som uppstå speciellt vid maskinell sättning. [Det skulle med hänsyn härtill kunna tänkas att provtagningen skulle leda till bättre resultat om metoden modifierades: skörda ett antal plantor i stället för en viss yta, bestäm skörden per planta (s), antalet plantor per sträckmeter fåra (n) och sammanlagda längden av fårorna (/), totalskörden kunde då skattas med produkten snl.] 7. Skördeförsäkringen måste baseras på normskördevärden och riskpremier på 3tt eller annat sätt uppskattade från den retrospektiva statistiken, som baseras på gillesombudens uppskattningar. Däremot avses att basera de aktuella skördevärdena på med varje år förbättrad objektiv skördeuppskattning. Ovanstående sammanställning visar beträffande sockerbetor att gillesombuden i allmänhet underskatta skördens medelvärde med ca 8 %. En till storleksordningen ungefär lika underskattning av variationskoefficienten antydes av materialet. Även beträffande stråsäd ha gillesombuden i allmänhet gjort en underskattning av hektarskörden av ungefär samma storleksordning. Man har anledning att antaga att även beträffande andra grödor än sockerbetor även variationskoefficienten underskattas. Vi ställa nu problemet hur man med hjälp av dessa knapphändiga data om skattningsfelen skall kunna anordna skördeförsäkringen med minsta möjliga effekt av skattningsfelen. Antag att skördevärdet är normalt fördelat (m, a). Enligt vad som närmare utvecklas i kapitel 10 (sid. 226 ff) väljes självriskbeloppet per arealenhet pm = a, förutsatt att a < 0,1 m eller a > 0,3 m. Riskpremien per arealenhet kan då skrivas för 0,1 m < a < 0,3 m: -i

= a f—{l

+x)<p(x)dx

(1)

Härvid gäller det att uppskatta m, a och p. Vi kalla dessa uppskattningar v*, s*, p*. Låt från statistiken bestämda skördemedelvärde och variationskoefficient vara v' och w' och sätt y(l Jre') = m (2 a) v'w'(l + ö') = a v*(l+e*) = m

(2 b) (2 c)

s*(l + ö*) = v*w*(l + ö*) = a

(2d)

334 Då är qm = m — a = v*[l + e* — w*(l + ö*)] och således är p* = w*(l + ö*) — £* Riskpremien för en försäkring med p*v* skördevärde per arealenhet kan skrivas:

(3)

som självriskbelopp och v* som norm-o(P*)

r* = -

v*w*(\ + ö*) f{g(p*)

+ x)<p(x)dx

(4)

-ff(D p* + £* där (p ) =

^ *

1 + £*

^ T T ^ ) = 1 ; ^ 1)s== H»*(I + ö*)

Vi begå nu ett obetydligt fel om g(l) ersattes med - , då integralen i närheten av - antar mycket låga värden. Vi kunna sålunda med god approximation skriva w med användande av (2b) och (2d) r^u'{l

+ å') r(l,w')

(5)

Enligt (2a) — (2d) och (3) erhålles för e* = 0 respektive e* = e' 1 -,l - Å*

p* = w*(l + ö*); v* = ö'(l + e'); » • t 1 + <**) = p* = u,*(i

+

^*) -

£';

y* = »';

H>*(I +

<S*) =

w

^X1

' ^ 7 7 +

#)

(6 a ) (6b)

Vi h a frihet a t t välja £* i intervallet (0, e') u t a n a t t detta påverkar värdet av r. För sockerbetor var e' = 0,08 och hade samma storleksordning för stråsäd. Antag e' att vi välja £* = — ^ 0,04 erhålles: A 1 -l- /V p* = W'-J~ 0,04; y * ^ l , 0 4 z / 1,04

_, 1 + ö' -t<

r* = 1 , 0 4 0 - — 1,04

r ( l , w)

1 _l- <V Vi ha då endast a t t uppskatta värdet av — , som för sockerbetor var av 1,04

storleksordningen 1,1. Vi erhålla då slutligen: v* = 1,04 v' p* = 1,10 • w' — 0,04 r* Q=:V* • 1,10

r(l,

w')

Om självrisken bestämmes enligt någon annan regel än den i kapitel 10 föreslagna, t. ex. konstant oberoende av variationen eller på annat sätt varierande, t. ex. för a t t förenkla premiedebiteringen, blir analysen väsentligt komplicerad. E n numerisk undersökning visar a t t korrektionerna för konstant självrisk av 20 % bli av storleksordningen 40—30 % för w = 0,1 — 0,2 om e' = 0,08, 6' = 0,06.

Bilaga

J

U p p s k a t t n i n g a v tidsvariationen i riskpremien per stratum samt i totalresultatet för hela landet

1. Den geografiska indelningen i den retroaktiva undersökningen av statistiska centralbyråns skördestatistik är uppbyggd på grundval av jordbrukets utredningsinstituts basurval (se bilaga G, sid. 322 ff)). Utöver de i bilaga G nämnda enheterna superstrata (31 st.), huvuclstrata (4 inom varje superstratum, 124 st.) och strata (inom Södra Sverige 4, inom Norrland 1 inom varje huvudstratum, 352 respektive 36 st.) ha superstrata av tekniska skäl grupperats i 4 huvudgrupper, kallade landsdelar. Härvid har hänsyn tagits till karaktären av skogs- respektive slättbygd och till klimatiska olikheter. Vidare har — likaledes av tekniska skäl — andra sifferbeteckningar använts än de som angivits i bilaga G. Dessa beteckningar äro fyrställiga. l:a siffran avser landsdel, 2:a siffran superstratum, 3:e siffran huvudstratum och 4:e siffran stratum. I bilaga K ges en fullständig förteckning över dessa områden (samt de kommuner, län som tillhöra varje område, sid. 351 ff). De fyra landsdelarna ha givits följande omfattning: landsdel 4. Norra delen av Kopparbergs län samt Norrland utom södra delen av Gävleborgs län. Gruppnr 23—31 (l:a kol., tabellen i bilaga G). 3. Områden utefter norska gränsen, Bergslagen, norra Östergötland och Svealands skärgårds ytterområden. Gruppnr 3, 5, 6, 7, 8, 11, 14, 21, 22. 2. Huvudsakligen skogsbygder i Götaland och nordligaste delen av landsdel 1—3. Gruppnr. 9, 10, 13, 16, 19, 20. 1. Huvudsakligen slättbygder i Skåne, Blekinge och vid ostkusten. Gruppnr 1, 2, 4, 15, 17, 18. 2. Statistiska centralbyråns material var indelat i grödor (se m n bilaga D, sid. 278) samt kommuner. För varje sådan grupp beräknades det totala skördevärdet med användande av arealer i 1951 års jordbruksräkning samt normpriser baserade på 1955 års jordbrukskalkyl (bilaga H, sid. 329). De totala skördevärdena för varje år adderades därefter över kommun-grödor (n) inom strata-grödgrupp (k, m). Ur dessa skördevärden beräknades för varje år skördevärde per hektar för varje (k,m). (Härvid iakttogs a t t vid bortfall av ett värde i centralbyråns material motsvarande areal sattes = 0.) Ur dessa skördevärden beräknades härefter skördevärden med korrigerat pris. (Se bilaga D, sid. 278.) Alla beräkningar utfördes i t v å serier, dels med, dels utan korrektion av priset. För vardera serien bestämdes med motsvarande arealer beräknade medelvärden per hektar och 10 års-period samt för varje år den s. k. skördekvoten, d. v. s. kvoten mellan årets skörd och motsvarande periods medelvärde. Period betecknas med /, där /' = 2, 3, 4 betyder 1922—1931,1932—1941, 1942—1951 respektive. Med / = 9 avses 30 års-perioden 1922—1951. 3. Som m å t t på riskpremien per normskördekrona användes i huvudundersökningen den genomsnittliga ersättningen per normskördekrona. (Jfr Kapitel 2, sid. 160.) Denna beräknades för självrisk 20, 30, 40 % av periodens medelvärde för vardera serien. Av de sex alternativen har i det följande använts endast ett nämligen 20 % självrisk och korrigerat pris. 10 års-periodens medelvärde har varit normskörde-

336 värde. (I kapitel 12, sid. 257, har riskpremien även u p p s k a t t a t s med medelvärdet för 30 års-perioden som normskördevärde samt teoretiskt beräknats från statistiskt bestämda variationskoefficienter.) Vid beräkning av genomsnittlig ersättning för strata eller större områden har en approximation tillämpats i syfte a t t reducera det omfattande beräkningsarbetet. I stället för att för varje stratum-grödgrupp-år använda summan av viktstalen för ingående undergrupper, kommun-gröda-år, ha som viktstal i stratum-grödgrupp-år använts (där i = år inom /) 1, om för året skördevärdet ikm är skilt från 0

! 0, om för året skördevärdet ikm är lika med 0 Vid bortfall i någon ingående undergrupp (men däremot ej för alla) är ijnkm för stort viktstal. Detta fel utjämnas delvis vid beräkning av genomsnittlig ersättning men detta är icke fallet i medelfelet för den genomsnittliga ersättningen. I följande tabell angives de för alla ik (där 9nkm > 0) genomsnittliga värdena på 9nkm: ankm i medeltal per stratum Grödgrupp Landsdel

m = 1 Höstsäd

2 Vårsäd

3 Fodersäd

5 Potatis

6 Sockerbet.

7 Hö

1—7 Totalt*

1 2 3 4

29,9 29,9 29,8 23,5

28,2 28,2 28,6 18,0

29,9 29,9 29,8 28,9

29,9 29,9 29,5 29,5

27,6 20,5 19,0

29,9 29,8 29,8 29,6

29,9 29,9 29,8 29,6

* Inkl. m = 4 baljväxter. Av tabellen framgår a t t med undantag av grödgrupp 6 i landsdel 2 och 3 s a m t grödgrupp 2 landsdel 4 ligga tabellvärdena nära 30. H ä r a v kan slutas a t t med n ä m n d a undantag bortfallet är obetydligt. 4. Den enligt 3 uppskattade riskpremien för stratum k, grödgrupp m och period / kallas jr*km Medelfelet i jr*km för / = 2, 3, 4 kan då uppskattas med 2-> jnkm{jricm

-vi

9rkm)

/-a 9 n/cm

(1

där i / - är korrektion för bias (se 8 i Appendix). Vi definiera nu dels för varje landsdel, dels för hela landet: ^

jnkmjrkm

(2)

I'm

/ 2/ %rikm ' skm (k)

c=y

2i (k)

s^km

där summationen över k avser alla strata inom landsdelar resp. hela landet.

(3)

337 5. I Appendix till denna bilaga har utvecklats en matematisk teori på basis av a n t a g a n d e att skördevärdets frekvensfunktion är normal. Bl. a. har undersökts i vilken utsträckning jr*km är ett s. k. biased estimate av riskpremien. (Med ett biased estimate av en viss storhet avses ett estimate, vars matematiska förväntan avviker med ett visst värde, bias, från den storhet som skall uppskattas. Bias är sålunda ett systematiskt fel.) Vidare har undersökts bias i s*km utöver det som korrigerats med den första faktorn i (1). Teorin har lett till formler för beräkning av bias 1 r ; fcm> s*km s a m t därmed även för dess medeltal (2) och (3) respektive. I tabell 1 av Appendix har sammanställts numeriska värden av dessa bias för variationskoefficienter i skördevärdet från ungefär 0,06 till 0,30 vid självrisk 20 %. I tabellen avser 10b*r, 30b* bias i jr*km för resp. / = 2, 3, 4 och / = 9 samt 10b*a bias i s*km. (Observera att då bias är ett fel, har korrektionen för bias motsatt tecken.) I tabellen angives även r och o> avseende sannolika värden av riskpremie och spridning i denna samt olika termer i b* och &*, vilka här förbigås. I tabell 2 a) och b) av Appendix angivas respektive yr* och s*m enligt formel (2) och (3), d. v. s. före korrektion för bias enligt t a b e l l l . I tabell 3 a) meddelas en tabell över det teoretiska funktionssambandet mellan r och ar för självrisk 20 %, samt i tabell 3 b) de biaskorrigerade värdena av 9r*m och s*m. Tabellerna 3 a) och 3 b) belysas av Diagram 1 till Appendix, där 9r*m, s*m inlagts som punkter och funktionssambandet r, ar som en kurva. I tabell 3 c) angivas avvikelserna mellan punkterna och kurvan samt motsvarande geografiska spridningar i riskpremien inom landsdel. Något samband kunde ej konstateras i tabell 3 c). Med två undantag, som utförligt behandlas i appendix och vilka ej kunde förklaras av tidsutvecklingen i jr*, äro avvikelserna mycket obetydliga. ^ Man kan sålunda konstatera a t t sambandet mellan empiriskt bestämda 9r*m och s*m skiljer sig oväsentligt från det samband mellan r och o> som beräknats under förutsättning av normal fördelning av skördevärdet. (Möjligen antyder figuren en mera k r ö k t kurva för punkterna, materialet tillåter icke någon analys härav.) D e t t a innebär icke att r och o> var för sig ha de värden, som beräknas från normalt fördelat skördevärde, detta behöver icke heller gälla riskpremiens moment av högre ordning. Diagram F: 4 (sid. 318) visar a t t sambandet mellan riskpremien (vid 40 % självrisk) och skördevärdets variationskoefficient är väsentligt olika om skördev ä r d e t antages fördelat normalt eller med en frekvensfunktion av t y p VI. Det är emellertid icke uteslutet att avvikelser mellan riskpremierna och de som beräknas från ett normalt fördelat skördevärde utjämnas vid geografisk medeltalsbildning. 6. I tabell 2 c) till Appendix anges spridningar mellan geografiskt utjämnade 10 årsriskpremier för hela landet. Dessa spridningar ha beräknats enligt formeln 1,128 l / f Sj^rm

~ .1^)'

'3 där 1,128 </- avser korrektion för bias enligt 8 i Appendix och jnm =

(4)

Zjnkm. (k) Genom jämförelse av dessa spridningar med motsvarande i tabell 2 b) av Appendix har en mycket approximativ uppskattning erhållits av effekten av den geografiska utjämningen. Besultatet härav kan uttryckas så att spridningen i en för hela landet utjämnad 10 års-riskpremie utan andra fel än de rent statistiska är av storleksordningen Vs av riskpremien. Med hänsyn till snedheten i riskpremiens fördelning kan man draga den slutsatsen a t t riskpremier för 10 år som understiga 50 % och överstiga 140 % av den statistiskt bestämda riskpremien ha mycket låg sannolikhet. 22—708143

A p p e n d i x till Bilaga J Matematisk

undersökning

av riskpremiernas

variation

1. Antag a t t den statistiska variabeln V är fördelad normalt (m, a) och betrakta n

den statistiska variabeln U = v* = - \

vt, där vxv2v3.

. . vn äro n sins emellan

oberoende värden av V. Då är U normalt fördelad ( m, — ).

V

sjnj

U och V äro korrelerade, kalla korrelationskoefficienten QUV. Sätt rji = v* — m

(vi — m), då är yz- och 77j okorrelerade.

- N

(y£ — m) (y* — /n)

i= l

= £

1^ n/

{vi-m)* , n

VSr^ n/ ,

o% n— 1

{vi-m)rji n

n

/i

1=1

1= 1

-

r~

n

„ n — 1 o"2 -o •— n n

n —1

£

n @ui>

(la)

—

Sfr Den gemensamma frekvensfunktionen för U och V, säg g(u, v) blir då: ^(y + m, x + m) —

27ia2\n

— 1 1

Q

[

= 5T=ij5 *° -

2xB

+"^

=

e

ö , där

(Ib)

/ny — x

+ 5 "

S=T

ÅfTT +ff Med variabelsubstitutionen z

a: — y 1 /

a

9 ( y + m, y + m + o-z y

"

V n—1 ~-^—

erhålles ur (1 b)

sfr o\j2n

ny — o; och med variabelsubstitutionen t = — , ur (Ib)

a\jn— 1

ny2 •a* <p(z)

(2 a)

(- (x + at \fn — l) + «, x + m J

e 2 + (p(t)

(2 b)

a\2n

där 99 (x) är den normala frekvensfunktionen. [Av (2a) och (2b) framgår att marginalfördelningarna för U, V äro, enligt ovan, normala (m,

— ) resp. (m, a).]

W

\

2. Betrakta en skördeförsäkring med självrisken p per normskördekrona, sätt <7 = 1 ~ P °ch använd som uppskattning för riskpremien per normskördekrona, r, den genomsnittliga ersättningen per normskördekrona bestämd från statistiskt material för n år, e*. Då är (3) (0

= - J (W — v)V>{v)do>

(4)

där y) (v) är frekvensfunktionen och ju medelvärdet för skördevärdet. Vi antaga a t t skördevärdet är fördelat med en normal truncated frekvensfunktion: ( 0 för y < 0 v — m a

ip(v) 1—0 Om w = — blir w

—1

.

W

/

LL —

för v > 0

—

jjL

- mycket nära 0, respektive 3 • 10~ 7 , 4 • 10~ 7

för w = 0,20, 3 • 10- 3 , 4 • 10- 5 för w == 0,25 och 43 • 10~ 5 , 5 • lO" 5 för w = 0,30 Med mycket god approximation kan vi sätta: y, (v) = 0' 3. Betrakta den z':te termen av summan E{qv* — v{), v{ < qv*, Tt, i följande (0 fyra fall: 1) v* > 777, 0 < vt < qm

{qm — vi) +q(v* — m)

2) v* < 777, 0 < vt < qv*

(qm — u{) + q(v* — 777)

3) v* > m, qm < vt < qv*

0 + qv* — Vi

4) v* < 777, fly* ;< vt < qm

(qm — Dt) + vt — qm

Matematiska förväntan av summan av de första termerna i Tt betecknas Om vi sätter e* = v* • e*, blir 00 nb*r = m

r

qm

-1

E(e*) — r = fdu\ q(u — m) f g(u, v)dv + f (qu — v) g(u, v)dv\ + m L o qm J T

qa

+ fdu\q(u-

m)Jg(u,

v)dv + / (v -

qu

qu

r-\-nA*.

L

qm

-,

qm) g{u, v)do\+ J

där g(u, v) är definierad i (Ib) och (5) är definition av nö*.

nA*r

= nö*r + nA\ , (5) x

340 På grund av identiteten v — qm = v — qu + q(u — m) blir nö* = h + I2, där qm

oo

Ii = / ? ( " — m)du o

I9(u>

v dv

)

o co

qm

fdu

f (qu-v)g(u,

qu

72 = -

v)dv

(En statistisk uppskattning a* av en viss parameter a säges vara »biased» om 6 = E{a*) — a ^ 0. v* är en unbiased uppskattning av m. Däremot är e* och e* biased uppskattningar av r = mr respektive r. Bias i e* är nb*r, motsvarande bias för e* kallas nb*. Då spridning och medeltal i ett sample draget ur en normal fördelning äro oberoende (Cramér, Mathematical Methods of Statistics, 29.3) är nb* = = n&* m, om xp(v) är normal.) 4. Då funktionen q(u — m) • g(u, v) är kontinuerlig i rektangeln (0, oo), (0, qm) kan integrationsordningen enligt en känd sats (Jfr Cramér, a. a., 9.3) omkastas i Iv Efter substitutionerna z = v — m, t = ^ erhålles enligt (2 b): a \'n — 1 -pn»

h =

x« 2a

fe~ *dx

f(x

-;m där ^ =

+ o-/ \/n -

l ) <p(t)dt,

(?)

no\'27i -it

nm -f- x or y n — 1

pm

Sätt e =

v%

- fi

fe~2a'dx

f(x

+ o-/ yn — l ) <p(0^> så är enligt integralkalkylens

na y/2jr medelvärdesats:

__^r<9 e =

5'

no\j2n

2W

/

n+ 0 \

+

.

/ n + 6>\

(8 a)

[^(~i^^) ^-^WTrT|

där — 1 < 9 < — p och w = —. - pm

x*

+ oo

« j,-**j(,+«&=i)i®*—?H-)~K=)J- (8b) -zn

-co

kan 7X med mycket god approximation

Då £ är < sättas = (8b) qw

?['(

h= - —

(9)

341 5. Enligt integralkalkylens medelvärdessats är CO

h=

— fq{m

— u) • (qu — £„) g(u, £u)du,

där qu < £ u < qm

(10)

Sätt £ u = qu — (T — p) (u— m), där p < T < 1 antages vara oberoende av u. Då är p < T < 1 x

u = £y + m — m = q(y -{- m) — TU + py = y — ry — pm

qu ~ iu = (T — p) y

I, =

och

^ = =

2no2\/

f(r~p)u2e

dy,

(ii)

-m där

ö

+

= (n-l)o* ^ pr/n

p/

")2 +

ny2

=

\2

np 2 m 2

T + n — 1 n — 1

/ '

(T

+ n — l)a2

pr/n

Efter variabelsubstitutionen / =

y + T2 _|_ K — i

71 — 1

erhålles

'P

q(r ~ p)

72 =

//i( T 2 + n — 1) V

a

X

(•+A)v=*TV'+A~ o"/.

p2T2n

+ 0-/ 1 +-

X | l - * ( < - m )

.

»!('-i)2(i+n-^1;;V"(i+^1/ «,[_

T* +

n —lj

V

n — 1< — — I 1 — W \

2 T

pr +n - l /

(12)

<

< - 0,97 £ «>

<p(t-m) och $(f_ m ) < ; 10~ 6 , varför termer innehållande dessa funktioner kunna försummas. 72 kan därför med mycket god approximation skrivas:

q(r~p)w i o —

;

X

342 X(p

w

V 1+

(13 a)

m

n — 1

Detta uttryck är stigande med T. För p = w = 0,20, n = 10 erhålles r 10 3 • 72 0,2 O 0,4 0,86 m 0,6 1,75 m 0,8 2,58 m 1,0 3,40 m Sannolikt ligger T i intervallet (0,3, 0,6) och / 2 i intervallet (0,0004 m, 0,00017 m). Då Zi enligt (9) £* 0,0039 m för p = iu = 0,20, n = 10 erhålles a t t - 3,5 • 10- 3 m < nö*r < — 2,2 • 10" 3 m (13 b)

för T - 0,5 blir nå*r = — 2,5 • 10~ 3 m

Vi göra nu den approximationen a t t även då p skiljer sig från w kan värdet T = 0,5 användas för uppskattningen av nö*. Med (9) och (13) erhålles då qw[ /p\ ^ - " l i ^ W " ' '

/ 1 \ 2 n f W~"3*rr~ÖV75L

+

n Pa__|? /Z \1 ^ n - 0 , 7 5 ^ ^ ^ - 0 , 7 5 ; ]

6. Det återstår a t t uppskatta nA* = E l - E{qm — vt)\ vt< qm\ — r. \ n (O / Nu ar V

fen.

- <-,) = m V

( « - | ) . Satt * = l

(0

V

(i)

/

j

^

^

g

-

l)'.

(O

u

vilket är ett unbiased estimate av w = —. Nu ar

^£M)WH)-*'&(H] (i)

Genom substitution z = -

dy.

o

( — — 1 ) erhålles = m •?(»')

(15)

Detta uttryck har ett bias, som beror på a t t w' är en statistisk variabel med tillfälliga kastningar. H ä r a v förorsakade effekter i (15) äro icke symmetriska. Variansen för w är enligt Cramér (a. a. 27.7.11)

**£(» +V).

(

343 o m v är fördelad i en truncated normal fördelning (m, mw). L å t frekvensfunktionen för w vara h(x) (besläktad med Student's distribution). Då är, om nAr=nA*/m, oo

nAr=f-r(£)h(£)d£-?(w)

(16)

o 7. Bias i r\w'), där w' är ett unbiased estimate a v w, är enligt 6 lika med „zi r Medelfelet i r(w') k a n skrivas: -pjw'

ntfW = I J J (P + Wzy <p(z) dz - [?(w')Y \

-^(^)-[^')] 2 }

(17)

(18)

(18) är ett på samma grund som (15) biased estimate av a*r{w). Kalla bias i (18) för nA a2.

D å är oo

nAa> =

fo2r{£)h(£)d£ - d*(w).

(19)

o För a t t uppskatta nAr h a r företagits en grafisk-numerisk integration av (16) under_antagande av a t t h(x) k a n approximeras med en normal frekvensfunktion (w> V W - (Student's distribution går asymptotiskt m o t den normala, Cramer, a. a., 18.2.) Vid denna beräkning har det visat sig a t t nZJr kan med god approximaw tion uppskattas genom linear interpolation mellan punkterna w -\ w och w 2n 2n Med denna approximation beräknas även nAa*. För a t t erhålla relationen mellan r och nar har en numerisk elimination av w i T(w) och nar{w) företagits, genom a t t för olika antagna värden p å w beräkna r(w) och nar{w). Denna relation gäller för parametrarna r och n o> Vid tillämpning p å estimates måste relationen ytterligare korrigeras för bias a v samma t y p som (16) och (19), vilket gjorts med liknande approximationer. 8. A n v ä n d e s e n biased uppskattning av w för a t t beräkna motsvarande uppskattningar av r och na2r. få dessa uppskattningar ett bias utöver de i 7 behandlade. Kalla dessa bias nör och nöa* respektive. Vid direkt uppskattning av w2 erhålles ett unbiased estimate av w2 enligt formeln 1 V V p f V > ( -^ — 1 ) • Däremot är roten u r detta uttryck biased. Hänsyn till n _ 1 (O detta bias h a r tagits i bilaga J vid beräkning av s*. Med utgångspunkt från a t t fördelningen av e t t unbiased estimate av spridningen för en normalt fördelad variabel (0, er) kan skrivas ^ — kn_1 (j1 ~

' X \ där kv(x) är frekvensfunktionen

för y2 med v frihetsgrader (jfr Cramér, a. a., 18.1 och 29.3), k a n detta bias bestämmas för n < 10 (för n = 3 är bias 0,128) och för n > 10 uppskattas med — . An Denna approximation kan även formelmässigt härledas.

344 Vid uppskattning av r och naj med e* har uppskattningarna ett bias av samma . /n — 1 , natur, som skulle erhållas, därest r och nof uppskattades med w* = y — ^ — u;. (N.b. a t t någon hänsyn här icke skall tagas till det på rotutdragningen beroende dw w2 w , , , bias.) Bias i w* kan skrivas — -%• — = —- och vid uppskattningen av r och o"r med ' dw n 2n e* uppkommande bias: (20 a)

A» = £ [of (II;*)] -

n o>')

=

- ^ '

(20 b)

^

Nu är

(21a) -'®-(1 + S)'@ g-ih(<=)-*®)-«0-é+a'(i)] <-> dr dw

dw

Härav erhålles

1+

*~I>®-( *M=)]

(22 a)

2n~ 2r

A

(22 b)

n [Vid ovan och i det följande gjorda beräkningar har hänsyn icke tagits till a t t i formler av typen (22 a), (22 b) uppstår även ett bias vid insättning av värden på w, som antingen uppskattas direkt eller från c*. Dessa bias äro av andra ordningen och kunna försummas. De äro principiellt av samma natur som (16) och (19).] 9. I tabell 1 till detta appendix angivas värdena nAr, nör för n = 1 0 , 30 samt fc* = n zJ r + n<5r (för olika värden på T och 10ar). Vidare angivas 10A„; i<A* och n b* 10 a*. Om e betyder respektive Ä, ~d, Ä +ö, så ha sistnämnda tabellvärden beräknats enligt formeln 10ea = V o f T T ^ — o> (Vid rotutdragningen uppkommande bias har försummats.) Av tabellen framgår a t t för p = w = 0,2 är 10Ar = 1,0 • 10~ 3 och 10öJ = — 1 , 4 • lO" 3 . Enligt 6 är nA* = n 2 r • m och följaktligen är enligt (5) och (13 b) 10K = — (0,0025 — 0,0010)m = — 1,5 • 10~ 3 m om T = 0,5 och ligger i varje fall sannolikt i intervallet (—0,0025 m, — 0,0012 m). Enligt anmärkningen i slutet av 3 (sid. 340) skulle m och lo&r ä r enligt tabellen — 1,4 • 10~ 3 . De gjorda uppskattningarna 10*V*= iofc* • äro sålunda konsistenta med teorin. Tabell 1 har avbrutits vid w ^ 0,3. För höga värden på w äro ovan angivna antaganden alltför osäkra. 10. I tabell 2 a) ha sammanställts riskpremier per stratum i medeltal för landsdelar och hela landet, vid självrisk 20 % och priskorrigerade värden. Som normskördevärden har använts de med 1951 års arealer vägda medelvärdena för 10 årsperioder. Däremot ha genomsnittliga ersättningar i varje stratum och grödgrupp beräknats som ovägda medeltal av förekommande årsvärden, skilda från 0. D e t t a

345 kommer — om bortfall förekommit i undergrupperna kommun-gröda — att förorsaka fel, vilka ej korrigerats. I tabell 2 b) angives spridningen mellan 10 årsriskpremier enligt tabell 2 a). (Jfr sid. 336, där även formlerna för i tabell 2 a) och b) ingående värden angivas.) I tabell 2 a) och b) angivna riskpremier och spridningar äro biased enligt ovanstående. I tabell 3 b) angivas motsvarande riskpremier och spridningar efter korrektion av bias enligt tabell 1. 11. I tabell 3 a) har beräknats det teoretiska funktionssambandet mellan riskpremie och medelfel enligt 7. Enligt tabellen har i diagram J: 1 uppritats en kurva för detta samband. Motsvarande riskpremier och spridningar i tabell 3 b) har inlagts som punkter i diagrammet, varvid dessa betecknats med tvåsiffriga tal, där l:a-siffran är grödgrupp och 2:a-siffran landsdel. Differenserna mellan punkterna och kurvan ha i tabell 3 c) jämförts med den geografiska spridningen i riskpremierna. Då genom medeltalsbildningen över strata ett nytt bias uppstår i spridningarna, starkt korrelerat med den geografiska spridningen och detta bias ej tagits hänsyn till i tabell 3 a), hade man kunnat förvänta ett samband i tabell 3 c). Ett sådant samband har emellertid icke kunnat påvisas, vilket kan bero på att detta bias är oväsentligt i jämförelse med de kvarstående slumpvisa kastningarna i medeltalen. Med undantag av två punkter, nämligen grödgrupp-landsdel 13 och 63 ligga samtliga punkter inom högst 0—4 %0 från kurvan. För punkt 13 är riskpremien 33 %0, där ovan angivna antaganden äro osäkra. I tabell 2 a) äro här de tre (ej bias-korrigerade) riskpremierna för 10 årsperioderna respektive 27, 39, 37, vilket antyder en skillnad mellan l:a och senare perioder, som emellertid ej är signifikant. För grödgrupp-landsdel 73 föreligger emellertid en procentuellt mycket högre avvikelse i värdet för period 2. Trots detta är motsvarande avvikelse från kurvan endast — 1 %0 [tabell 3c)]. För punkt 63 (sockerbetor, landsdel 3) ger tabell 2 a) en motsatt utveckling 32, 9, 12, trots att potatis i samma landsdel har en liknande utveckling är motsvarande avvikelse endast 1 %0 [tabell 3 c)]. Tidsutvecklingen kan sålunda icke förklara de stora avvikelserna i punkt 13 och 63, då samma tidsutveckling kan ge både små och stora avvikelser. Vid bedömandet av avvikelserna bör hänsyn tagas till att medeltalsbildningen över strata endast i viss utsträckning lett till reduktion av inflytandet av tillfälliga avvikelser beroende på att riskpremierna i olika strata äro sinsemellan korrelerade. En avvikelse av 1 %0 i riskpremie eller spridning är sålunda icke väsentlig. Skulle i punkt 13 ett fel av denna storleksordning förekomma i både riskpremie och spridning, skulle 2/3 av punktens avvikelse från kurvan kunna förklaras härav. Sannolikheten för att 2 avvikelser av 27 i tabell 3 a) rent slumpmässigt anta högre värden än vad som kunde förväntas för varje avvikelse, är icke obetydlig. Trots vad som beträffande avvikelserna framgår av diskussionen, ger diagrammet ett intryck av att punkterna närma sig en mera krökt kurva än den, som inritats i figuren. Materialet tillåter icke en närmare analys härav. (Det är emellertid icke uteslutet att kurvan skulle ha blivit mera krökt, om hänsyn kunde tagas till osäkerheten i teorin vid högre riskpremier.) Den funna överensstämmelsen mellan punkterna och kurvan leder sålunda till slutsatsen att sambandet mellan riskpremiens l:a och 2:a moment är approximativt lika med den, som skulle gälla om skördevärdet vore normalt fördelat. Detta innebär icke nödvändigtvis att semi-invarianterna för riskpremien kunna beräknas på ett sådant antagande. Enligt diagram F: 4 (sid. 318) har riskpremien som funktion av skördevärdets variationskoefficient olika förlopp om skördevärdet är fördelat som typ VI och om det är normalt fördelat. Om skördevärdet skulle vara fördelat enligt typ VI, följer härav att även 2:a momentet för riskpremien är olika vid typ

346 V I och vid normal fördelning. Även om skördevärdet är symmetriskt fördelat, är riskpremiens fördelning sned. Man kan härleda 3:e och 4:e momentet för riskpremien vid normalfördelning med utgångspunkt från formler analoga med (17). Även vid typ V I kunna dessa moment uttryckas explicit (Philipson, Skand. Akt. Tidskr., 1956, 1—2). Det finns icke anledning a t t förmoda a t t dessa moment skulle vara oberoende av fördelningen för skördevärdet. Riskpremiens frekvensfunktion kan med de mera generella antaganden om skördevärdets fördelning, som behandlats i kapitel 7 (sid. 196), approximeras med en serie av den t y p , som behandlats i bilaga B: 1. (Philipson, Trans, of the X V t h Int. Congr. Act., II, sid. 264.) Fördelnings/X

7*\

funktionen för den standardiserade riskpremien F l ) blir då beroende på skördevärdets fördelning. Detta gäller sålunda trots att relationen mellan l:a och 2:a momentet är approximativt densamma, som skulle erhållas vid normal fördelning av skördevärdet. (Å andra sidan är det icke uteslutet att den med utgångspunkt från ett ej normalt fördelat skördevärde härledda frekvensfunktionen för riskpremien utjämnas vid geografisk medeltalsbildning.) 12. I tabell 2 c) har angivits spridningen mellan för hela landet utjämnade 10 årsriskpremier. Dessa spridningar äro sålunda medelfel i 10 års-riskpremier, vilka utjämnats med avseende på geografiska olikheter, vilket icke varit fallet med hittills behandlade spridningar. Spridningen i denna tabell har beräknats med korrektion av bias i variansen och roten ur denna enligt 8 (sid. 343) här ovan. (Formel se bilaga J, sid. 336.) På grund av den geografiska utjämningen är det skäl a t t förv ä n t a sig a t t spridningarna i tabell 2 c) skola understiga motsvarande spridningar i tabell 2 a) för hela landet. Effekten av utjämningen beror emellertid på korrelationen mellan riskpremierna i strata. Skulle dessa vara sins emellan oberoende, skulle variansen i de utjämnade riskpremierna vara lika med varianserna i genomsnitt för strata dividerade med antalet ingående strata. Då här avsedd korrelation säkerligen är betydande, är emellertid reduktionen i spridningen lägre. Antag nu, att man genom lämplig ortogonal substitution kunde ersätta riskpremierna i strata med oberoende variabler. Detta kan göras med korrelationsellipsoidens (i lika många dimensioner som antalet strata) axlar som koordinataxlar. Dessa nya variabler ha genomsnittligt lägre spridning än de ursprungliga, men kunna sammanslås till ett begränsat antal andra variabler med genomsnittlig spridning lika med den genomsnittliga spridningen för de ursprungliga. Slutligen väljes origo så a t t genomsnittliga medelvärdet för de nya variablerna överensstämma med det genomsnittliga medelvärdet för de ursprungliga. Utan kännedom om denna substitution kan man approximativt uppskatta antalet oberoende variabler, som skulle ersätta riskpremierna i strata. Detta antal kan uppskattas som kvoten mellan kvadraterna på outjämnad spridning i tabell 2 a) och utjämnad spridning i tabell 2 c). De sistnämnda äro emellertid behäftade med stor osäkerhet, då de beräknats från endast tre oberoende värden, medelfelet i tabellvärdena äro av storleksordningen 40 % av angivet värde. Kvoterna bli sålunda mycket osäkra, med denna reservation angivas kvoterna i nedanstående tabell: Grödgrupp Förhållandet mellan outjämnad och utjämnad spridning 1 Höstsäd 13 2 Vårsäd 43 3 Fodersäd 41 5 Potatis 3 6 Sockerbetor 36 7 Hö 8 1—7 Totalt (inkl. baljväxter)

347 Tabellen antyder en lägre effekt av utjämningen för höstsäd, potatis och hö, vilket i och för sig icke är orimligt. Då värdena äro så osäkra torde skillnaderna k n a p p a s t vara signifikativa. Med hänsyn till a t t värdet för 1—7 beräknats på endast 3 värden, kan det anses vara berättigat a t t i stället för 1—7 använda aritmetiska mediet av övriga tabellvärden, nämligen 24. Effekten av den geografiska utjämningen för ca 400 strata synes således approximativt kunna uppskattas till den effekt, som skulle erhållas av 24 oberoende strata. Detta innebär a t t spridningen för de utjämnade riskpremierna för grödgruppen 1—7 kan approximativt uppskattas till 1 / 5 av spridningen i strata. Detta motsvarar vid riskpremier mellan 10 och 20 %0 av normskördevärdet, a t t medelfelet för de utjämnade 10 års-riskpremierna ( u t a n andra fel än rent statistiska) kan skattas till ungefär 1 / 5 av de outjämnade 10 års-riskpremierna. Då riskpremien har en negativ snedhet, torde riskpremier understigande 50 % och överstigande 140 % av den för 30 år statistiskt bestämda ha mycket låg sannolikhet. Tabell 1 Biaskorrektioner för p = 0,20 w

r

%

/oo

io<5r

io^r

iobr

30<5r

30^r

3ob*r

lO^r

io<V

10-4 CT»

h* 10° o 2

°/

/oo

/oo

/oo

/oo

/oo

/oo

/oo

/oo

°/ /oo

/oo

6,006 6,993 8,000 9,009 10,000 10,989 11,976 12,987 13,006 15,038 16,000 18,018 20,000 21,978 24,096 25,974 28,169 29 850

0,01 0,04 0,16 0,42 0,85 1,49 2,36 3,47 4,80 6,42 8,09 12,12 16,66 21,67 27,45 32,86 39,40 44,50

— 0,0 — 0,0 — 0,1 — 0,2 — 0,3 — 0,4 — 0,6 — 0,8 — 1,0 — 1,2 — 1,5 — 1,9 — 2,4 — 2,9 — 3,4 — 3,9 — 4,3 — 4,8

+ 0,1 + 0,1 — 0,00 + 0,01 + 0,01 + 0,2 + 0,2 — 0,01 + 0,03 + 0,02 + 0,3 + 0,2 — 0,02 + 0,07 + 0,05 + 0,4 + 0,2 — 0,05 + 0,11 + 0,06 + 0,5 + 0,2 — 0,09 + 0,16 + 0,07 + 0,6 + 0,2 — 0,14 + 0,21 + 0,07 + 0,7 + 0,1 — 0,20 + 0,25 + 0,05 + 0,9 + 0,1 — 0,26 + 0,28 + 0,02 + 1,0 0 — 0,33 + 0,32 — 0,01 + 1,0 — 0,2 — 0,41 + 0,33 — 0,08 + 1,0 — 0,5 — 0,49 + 0,33 — 0,16 + 1,0 — 0,9 — 0,65 + 0,32 — 0,33 + 1,0 — 1,4 — 0,8 + 0,3 — 0,5 + 1,0 — 1,9 — 1,0 + 0,3 — 0,7 + 1,0 — 2,4 — 1,1 + 0,2 — 0,9 + 0,7 — 3,2 — 1,3 + 0,0 — 1,3 + 0,4 — 3,9 — 1,4 + 0,0 — 1,4 + 0,1 — 4,7 — 1,6 + 0,0 — 1,6

Beträffande beteckningar, se sid. 339 ff.

0,15 — 0,05 + 0,00 — 0,05 0,4 — 0,1 + 0,0 — 0,1 0,9 — 0,2 + 0,0 — 0,2 1,5 — 0,4 + 0,0 — 0,4 2,4 — 0,5 + 0,0 — 0,5 3,4 — 0,6 + 0,1 — 0,5 4,5 — 0,8 + 0,3 — 0,5 5,8 — 0,9 + 0,7 — 0,2 7,1 — 1,1 + 1,4 + 0,3 8,7 — 1,2 + 1,7 + 0,5 10,1 — 1,3 + 2,0 + 0,7 13,3 — 1,6 + 2,1 + 0,5 16,6 — 1,8 + 2,0 + 0,2 2 0 19,9 — 2 2 0 23,5 — 2 2 0 26,5 — 2 0 29,8 — 2 2 0 32,1 — 2 2

21 Tabell a) Riskpremier

per normskördekrona för strata, beräknade som genomsnittlig I genomsnitt

ersättning

för landsdelar och perioder

(Normskördevärden beräknade för 10 års-period, med användning av 1951 års arealer. Övriga genomsnitt vägda med antal årsvärden. Självrisk 20 %. Priskorrigerade värden.) %0 av normskördevärdet

Period 1 2 3 5 6 7

1 Landsdel 2

9 Höstsäd 13 38 21 24 Vårsäd 16 15 16 16 Fodersäd.... 1 6 3 3 Potatis 15 8 12 11 Sockerbetor . 4 4 3 4 Hö 7 30 13 17

1—7 Totalt (även 4 baljväxter)

3 11

b) Spridningar

6 Hela landet

3 3

26 21 20 22 27 39 14 11 18 14 16 10 5 6 2 4 8 6 30 7 10 16 45 14 12 7 13 11 32 9 9 16 17 14 8 21

37 16 3 22 12 27

33 14 6 27 15 19

20 11 4 12 23 32 22 25 26 14 14 16 15 12 17 15 30 4 11 15 7 6 3 5 32 16 14 21 31 10 14 18 10 6 8 8 13 17 49 12 9 21 18 16

mellan 10 års-riskpremier

2 3 4 9

5 4 7 4 5

för strata enligt a)

I genomsnitt för landsdelar Landsdel

4 Hela landet

Period

1 Höstsäd 2 Vårsäd 3 Fodersäd 5 Potatis 6 Sockerbetor 7 Hö

20 19 7 14 6 20

20 15 7 19 16 16

21 16 9 25 22 19

18 16 20 24 15

20 16 9 20 12 18

1—7 Totalt

c) Spridningar mellan för hela landet utjämnade 10 års-riskpremier Grödgrupp Hela landet

(geografisk utjämning) enligt a)

1—7

2 Beträffande landsdels- och periodindelning i tabell 2—3, se sid. 335.

349 Tabell a) Teoretiskt funktionssamband

mellan 10 års-riskpremier

(r) och dess medelfel (o ) under förut-

sättning att skördevärdet har en normal frekvensfunktion

(Självrisk

20 % av normskördevärdet)

%0 av normskördevärdet a

r 0,00 0,01 0,04 0,16 0,42 0,85 1,49 2,43

a

r

r

0,03 0,13 0,41 0,88 1,5 2,5 3,5 4,4

3,47 4,93 6,61 8,09 9,91 11,78 14,01 16,66

r

5,7 7,3 8,5 10,1 11,7 13,0 14,9 16,4

b) Biaskorrigerade genomsnittliga riskpremier (period 9) för strata och spridningar i 10 årsriskpremier. Enligt tabell 2 a)—b) efter korrektion av bias enligt tabell 1 %0 av normskördevärdet \ ^ ^ Grödru T ^ T ^ ^ Lands- ^ ^ ^ ^S PP del ^ ^ \ ^ 1 2 3 4 Hela landet

1—7

3 Riskpremie

1—7

Spridning

26 24 36 13

17 15 15 17

3 4 6 16

12 17 29 23

4 12 16

14 15 21 13

6 3 7 5

20 20 21 17

19 15 16 16

7 7 8 20

13 19 25 24

6 15 22

20 16 19 14

10 7 10 7

c) Differenser (d) mellan i tabell b) angivna spridningar och motsvarande teoretiska spridningar, beräknade (grafiskt) från motsvarande riskpremier enligt funktionssamband i a) jämförda med geografiska spridningar mellan riskpremier för stråla (s ) ~"~^^^ Gröd; \ ^ grupp Lands- ^ - ^ ^ ^ del ^">s^ 1 2 3 4

1 d —3 —2 —6 3

2 s

<;

d

16 2 12 — 1 13 — 1 8 —1

3 S

<7

2 9 9 12

d

s

o

d

2 1 0 4

5 5 5 11

0 2 1 3

6 S

<7

9 11 12 21

d 0 2 6

7 s

d

7 2 3 0 13 — 1 0

1—7 S

13 12 11 9

d 2 1 1 0

s

o 7 5 6 7

350 Den feore/zj/ra Attrvon jommonj/oJ/*/ m«e/ t/är ofe/7 a/x/ra j/Jfron cuiper /o/tds</e/

AisJrprem/en

%•

/ HittjA/ i . YorsSS m •J. Foäersäd S. Pcto/rt

oaserrer/rojtrr ocA t/es>

i. SocAerSe/oé 7. tfö1 8. Toto/frocfa

20 Diagram J:l (appendix). Spridningen (10oy) för riskpremien bestämd per stratum och tioårsperiod som funktion av riskpremien (r) vid en självrisk av 20 % och antagande att skördekvoten är normalt fördelad

Bilaga K

Geografisk indelning av materialet i den retrospektiva un ders ökningen Länsnr 01 Stockholms stad 02 Stockholms län 03 Uppsala län 04 Södermanlands län 05 Östergötlands län 06 Jönköpings län 07 Kronobergs län 08 Kalmar län 09 Gotlands län

Länsnr 10 Blekinge län I i Kristianstads län 12 Malmöhus län 13 Hallands län 14 Göteborgs o. Bohus län 15 Älvsborgs län 16 Skaraborgs län 17 Värmlands län

(a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a) (b) (c) (d) 361 0011 02 Lidingö kpg Lidingö Nacka Nynäshamns kpg Vaxholm Dalarö Muskö Nämdö Ornö Torö Boo Utö Djurö Gustavsberg Ingarö Saltsjöbadens kpg Stocksunds kpg Tyresö Värmdö Östra Ryd 0012 02 Öregrund Östhammar Edebo Gräsö Harg Hökhuvud Ununge

(a)

Länsnr 18 Örebro län 19 Västmanlands län 20 Kopparbergs län 21 Gävleborgs län 22 Västernorrlands län 23 J ä m t l a n d s län 24 Västerbottens län 25 Norrbottens län

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0013 02 Häverö Singö Väddö

02 Björkö Arholma Blidö Mö j a Rådmansö Vätö 161 0021 02 Norrtälje Estuna Frötuna Husby Sjuhundra Länna Malsta Boslagsbro Skederid 0022 02 Ljusterö Närtuna Riala Rimbo Roslags Kulla Rö Össeby Garn Österåker

(a)

(b) (c) (d) 0023 02 ösmo Sorunaa Västerhaninge Öslerhaninge 0024 02 Bromma Brännkyrka Djursholm Hässelby villastad Solna Spånga Stockholms stad Sundbyberg Adelsö Danderyd kpg Ekerö Färentuna Hilleshög Järfälla Lovö Munsö Skå Sollentuna kpg Sånga Täby kpg

171 0031 02 S:t Olof o. S:t Per Sigtuna

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i andra kolumnen.

352 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(d) Alsike Ångarn Ed Fresta Haga Hammarby Husby Ärlinghundra Markim Norrsunda Odensala Orkesta Skånela Vallentuna Vassunda

0032 03 Danmark Funbo Rasbo Rasbokil Stavby Tensta Ärentuna 0033 02 Fasterna Frösunda Gottröra Husby Långbundra Knivsta Kårsta Lägga Lunda Skepptuna Vasa Vidbo Östuna 0034 03 J u m k i l Bälinge Börje Hagby Järlåsa Läby Nysätra Skogs Tibble Vänge Åkerby Åland 291 0041 03 Hållnäs Österlövsta 0042 21 Hedesunda Valbo

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0043 03 Skutskär Söderfors Tierps kpg Tolfta Västland Älvkarleby 0044 02 Börstil Forsmark Valö

362 0051 03 Alunda Ekeby Morkarla Skäfthammar Tuna 0052 03 Film Tegelsmora Tierp 0053 03 Björklinge Dannemora Skuttunge Vendel Viksta 0054 02 Almunge Bladåker Edsbro Faringe Knutby Lohärad Söderby Karl 172 0061 19 Badelunda Västerås Frösthult Härnevi Irsta Kungsåra Kärrbo Sevalla Simtuna Torstuna Tortuna Västerås Barkarö Österunda 0062 03 Arno Boglösa Bro o. Lossa Enköpings Näs Hacksta Kalmar

(a)

(b) (c)

(d) Kungs Husby Lena Lillkyrka Stockholms Näs Teda Tillinge Torsvi Vallby Veckholm Västra Ryd

0062 19 Björksta Ängsö 0063 03 Bondkyrka Gamla Uppsala Uppsala Balingsta Biskopskulla Dalby Fittja Fröslunda Giresta Gryta Hjälsta Holm Kulla Långtora Ramsta Uppsala Näs Vaksala Västeråker 0064 03 Enköping Bred Husby Sjutolft Håbo Tibble Håtuna Häggeby Härkeberga Litslena Löt Skokloster Sparrsätra Svinnegarn Villberga Vårfrukyrka Yttergran övergran 162 0071 04 E n h ö r n a Mariefred Strängnäs lk

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i andra k o lumnen.

353 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326), (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(d) Strängnäs Barva Härad Kärnbo Taxinge Toresund Vänsö Ytterselö Äker Överselö

0072 02 Södertälje Botkyrka Grödinge Huddinge Salem Turinge Tveta Vårdinge Ytterjärna Östertälje Överjärna 0073 04 Gillberga Husby Rekarne Kjula Länna Stenkvista Arla 0074 04 Eskilstuna Torshälla Aspö Fogdö Hammarby Helgarö Jäder Råby Rekarne Sundby Torshälla Ik Tumbo Vallby 163 0081 04 B e r g s h a m m a r Barbo Kila Lunda Nykyrka Råby Rönö Stigtomta Tuna Tunaberg Vrena

(a)

(b) (c ) (d) 0082 04 Nyköping Oxelösund S:t Nikolai Bogsta Bälinge Helgona Husby Oppunda Lid Lästringe Ripsa Runtuna Spelvik Svärta Sättersta Tystberga 0083 04 Dillnäs Bettna Blacksta Forssa Gryt Gåsinge Hälla Helgesta Hyltinge Kattnäs Malmköping Vadsbro Årdala 0084 04 Trosa lk Trosa Björnlunda Frustuna Hölö Ludgo Mörkö Torsåker Trosa Vagnhärad Västerljung

164 0091 04 J u l i t a Lilla Malma Lista Näshulta Västermo Öja 0092 04 Katrineholm Flöda Mellösa Stora Malm Östra Vingåker

(a)

(b) (c: (d) 0093 04 Västra Vingåker Österåker 94 04 Flen Björkvik Dunker Lerbo Sköldinge

351 0101 05 Motala Brunneby Godegård Kristberg Västra Ny 0102 18 Askersund Hammar Askersunds lk Bo 0103 05 Finspångs kpg Krokek Kvarsebo Simonstorp Skedevi 0104 05 Hällestad Regna Stjärnorp Tjällmo 151 0111 05 Linköping Askeby Kaga Kärna Ledberg Lillkyrka Rappestad Sjögestad Slaka Törnevalla Vikingstad Vårdsberg Örtomta Östra Skrukeby 0112 05 Dagsberg Furingstad Konungsund Kuddby Mogata Skällvik Styrstad Tingstad Tåby

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen. 23— 708143

354 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (b) (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(d) Västra Husby Å

Östra Stenby Östra Husby 0113 05 Vadstena Appuna Hov Väderstad Hagebyhöga Heda Herrestad Kumla Källstad Nässja Orlunda Rogslösa S:t Per Strå Svanshals Västra Tollstad Väversunda Örberga 0114 05 Varv o. Styra, skogsbygden Vinnerstad Allhelgona Bjälbo Järstad Ask Björkeberg Ekebyborna Flistad Fornåsa Herrberga Klockrike Normlösa Skeppsås Vallerstad Västerlösa Västra Stenby Älvestad 152 0121 05 Mjölby Hogstad Gammalkil Rök Skeda Sya Veta Viby Östra Tollstad

(a)

s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) (b) (c) 0122 05 Varv o. Styra, slättbygden Fivelstad. Ljung Lönsås Rystad Vreta Kloster Vånga 0123 05 Söderköping Björsäter Östra Ryd Bankekind Drothem Landeryd Skönberga Vist Värna 0124 05 Borg Norrköping Gistad Gårdeby Kimstad Kullerstad Kvillinge Skärkind Östra Harg

352 0131 05 Horn Hycklinge Kisa Tidersrum Västra Eneby

(d) (a) (b) (c) 153 0141 05 Ringarum Vårdnäs Yxnerum Åtvidaberg Grebo 0142 05 Hägerstad Kättilstad Nykil Oppeby Tjärstad 0143 06 Gränna Gränna lk Skärstad Visingsö Ölmstad 0144 05 B ö r r u m Gryt S:t Anna Valdemarsviks kpg Häradshammar Jonsberg Rönö Östra Ny 271 0151 06 Adelöv Bälaryd Haurida Linderås Lommaryd Vireda

0132 05 Skänninge Högby Rinna Stora Åby Trehörna Ödeshög

0152 06 T r a n å s Askeryd Bredestad Flisby Frinnaryd Marbäck

0133 05 Blåvik Boxholms kpg Malexander Ulrika Västra Harg Åsbo

0153 06 Eksjö Eksjö lk Nässjö Nässjö lk Almesåkra Höreda Norra Solberga

0134 05 Asby Norra Vi Sund Svinhult Torpa Västra Ryd

0154 06 H u s k v a r n a Jönköping Norrahamm a r s kpg Angerdshestra

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen.

355 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(d) Barkeryd Hakarp Lekeryd Rogberga Svarttorp

251 0161 06 Bondstorp Bottnaryd Källeryd Mulseryd Norra Unnaryd Norra Hestra Stengårdshult Valdshult Åsenhöga Öreryd 0162 06 Gislaveds kpg Källerstad Reftele Våthult Ås 0163 06 Anderstorp Bredaryd Gnosjö Kulltorp 0164 15 Grönahög Strängsered Dalstorp Ljungsarp Mossebo Nittorp Tranemo ölsremma 231 0171 06 Vetlanda Bäckseda Lannaskede Myresjö Näsby Skede Vetlanda lk Edshult Mellby 0172 06 Alseda Lemnhult Nye Näshult Skirö Stenberga Ökna

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0173 06 Mariannelunds kpg Karlstorp Kråkshult Bellö Hult Hässleby Ingatorp 0174 06 Norra Ljunga Sävsjö Vallsjö Hjärtlanda Hultsjö Hylletofta Skepperstad Stockaryd Vrigstad

232 0181 06 Bankeryd Forserum Järsnäs Malmbäck Odestugu Öggestorp 0182 06 Bodafors kpg Björkö Nävelsjö Bringetofta Norra Sandsjö 0183 06 B a r n a r p Byarum Månsarp Svenarum Tofteryd 0184 06 Värnamo Värnamo lk Karda Kävsjö Åker 233 0191 07 H o m a r y d Ormesberga Söraby Tjureda Tolg Ör Asa Drev 0192 06 Fryele Hagshult Hjälmseryd Nydala

(a)

(b) (c) (d) 0193 06 Korsberga Ramkvilla Södra Solberga Bäckaby Fröderyd 0194 07 Mistelås Moheda Slätthög Aneboda Berg

252 0201 06 Bolmsö Forsheda Jälluntofta Södra U n n a ryd Tannåker Torskinge 0202 15 Ambjörnarp Håcksvik Kalv Mjöbäck Mårdaklev Sjötofta Älvsered 0203 06 Bosebo Burseryd Sandvik Södra Hestra Villstad 0204 06 Femsjö Färgaryd Gryteryd Långaryd 221 0211 07 Tingsryds kpg Urshult 0212 07 Långasjö Södra Sandsjö Älmeboda 0213 07 H ä r l u n d a Almundsryd 0214 10 Backaryd Eringsboda Åryd, skogsbygden Öljehult

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran superstratum. Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i andra kolumnen.

356 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a) (b) (c) (d) 222 0221 07 Åseda kpg Hälleberga Åseda Älghult 0222 07 Lessebo kpg Lenhovda Nottebäck Sjösås Dädesjö Furuby Herråkra 0223 07 Hovmantorp Linneryd Nöbbele Östra Torsås 0224 07 Ljuder Algutsboda Ekeberga 234 0231 07 Kalvsvik Skatelöv Västra Torsås 0232 07 J ä t Tävelsås Uråsa Vederslöv Väckelsång Dänningelanda 0233 07 Hjortsberga Kvenneberga Vislanda Alvesta kpg Blädinge 0234 07 Hemmesjö m. Tegnaby Växjö Växjö lk Härlöv Lekaryd Öja Öjaby Bergunda Gårdsby 241 0241 07 Kanna Nöttja Södra Ljunga Hamneda

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) (b) (c) 0242 07 Älmhults kpg Stenbrohult Virestad 0243 07 P j ä t t e r y d Traryd Göteryd 0244 07 Torpa Vrå Hinneryd

253 0251 06 Gällaryd Rydaholm Voxtorp 0252 06 Dannäs Hånger Tånnö 0252 07 Berga Dörarp 0253 07 Lidhult Odensjö Vittaryd Angelstad Annerstad 0254 07 Ljungby Ryssby Tutaryd Agunnaryd 023 0261 OS Karlslunda Mortorp Vissefjärda 0262 08 Bäckebo Fagerhult Fågelfors Kristvalla Kråksmåla 0263 08 Boda Högby Källa Persnäs 0264 08 Gårdveda Målilla Mörlunda Tveta Virserum

(a) (b) (c) (d) 224 0271 08 Hultsfreds kpg Vena Järeda Lönneberga Pelarne Vimmerby lk 0272 08 Vimmerby Djursdala Frödinge Rumskulla Södra Vi 0273 08 Madesjö Oskar S:t Sigfrid Örsjö 0274 09 Bunge Fleringe Fårö Hall Hangvar Hellvi Lärbro Rute 141 0281 08 Oskarshamn Döderhult Fliseryd Högsby Långemåla 0282 08 Söderåkra Torsås 0283 08 Kristdala Misterhult Tuna 0284 08 Överum Blackstad Dalhem Gärdserum Hallingeberg Locknevi Odensvi 142 0291 08 Borgholm Algutsrum Glömminge Gärdslösa Högsrum Köping Räpplinge

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enljgt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a k o lumnen.

357 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersöki lingen, (b) (c) l ä n s n r , (d) församling. (a)

(b) (c) (d) 0292 08 Alböke Bredsätra Egby Föra Gårdby Långlöt Löt Norra Möckleby Runsten Sandby 0293 08 Mönsterås kpg Ryssby Åby Ålem 0294 08 Kalmar lk Kalmar Arby Dörby Förlösa Hagby Halltorp Hossmo Kläckeberga Ljungby Voxtorp

143 0301 09 Eksta Eskelhem Fröjel Habblingbo Sanda Silte Sproge Stenkumla Västergarn 0302 09 Burs Eke Fide Grötlingbo Hamra Lau När Näs Sundre Vamlingbo Öja 0303 09 Othem Boge Gothem Hörnsne m. Bara

(a)

(b) (c )

s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) Lummelunda Martebo Norrlanda Slite kpg Stenkyrka Tingstäde Västkinde

0304 09 Ala Älskog Angå Ardre Buttle Gammelgarn Garde Guldrupe Hejde Kräklingbo Sjonhem Östergarn 144 0311 09 Visby lk Visby Barlingbo Bro Bäl Dalhem Ekeby Endre Fole Follingbo Hejdeby Hejnum Källunge Lokrume Vallstena 0312 09 Akebäck Atlingbo Björke Ganthem Hälla Hogrän Klinte Mästerby Roma Träkumla Vall Viklau Vänge Västerhejde Väte 0313 09 Alva Etelhem Fardhem

(a)

(b) (c]

(d) Gerum Havdhem Hemse Levide Linde Loj sta Lye Rone Stånga

0314 08 Mörbylånga kpg Gräsgård Hulterstad Kastlösa Mörbylånga Resmo Segerstad Smedby Stenåsa Södra Möckleby Torslunda Ventlinge Vickleby Ås 211 0321 10 Aspö Hasslö Sölvesborg Mjällby Sturkö Sölvesborgs lk Tjurkö 0322 10 Asarum, slättbygden Elleholm Gammalstorp Mörrum Ysane 0323 10 Olofström kpg Asarum, skogsbygden Hällaryd, skogsbygden Jämshög 0324 10 J ä m j ö , slättbygden Kristianopel Torhamn

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran superstratum. Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen.

358 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a) (b) (c) (d) 212 0331 10 Hjortsberga, skogsbygden Bräkne Hoby, skogsbygden Fridlevstad Ronneby lk, skogsbygden Tving 0332 10 Kyrkhult Ringamåla 0333 08 Gullabo 0333 10 Flymen Lösen, skogsbygden Augerum, skogsbygden J ä m j ö , skogsbygden Ramdala, skogsbygden 0334 10 Rödeby Sillhövda 154 0341 08 Västervik Gamleby Gladhammar Hjorted Lofta Törnsfall Västrum 0342 10 Hjortsberga, slättbygden Karlskrona Lösen, slättbygden Augerum, slättbygden Edestad Förkärla Listerby Nättraby Ramdala, slättbygden 0343 08 H a n n ä s Loftahammar Tryserum Ukna Västra Ed Östra Ed

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0344 10 K a r l s h a m n Ronneby Bräkne Hoby, slättbygden Hällaryd, slättbygden Ronneby lk, slättbygden Åryd, slättbygden

242 0351 12 Sörby kpg Svensköp Äspinge Östra Sallerup 0352 11 Stenestad Perstorp Riseberga Vedby 0353 11 Örkened Glimåkra 0354 11 Oderljunga Rya Tåssjö 243 0361 11 Norra Åkarp Röke Vittsjö 0362 11 Örkelljunga Fagerhult 0363 07 Markaryds kpg Markaryd Hällaryd 0364 11 Osby kpg Loshult Osby Visseltofta 244 0371 11 Emmislöv Hjärsås Näsum Vånga 0372 11 F a r s t o r p Hästveda Vankiva Verum

(a)

(b) (c) (d) 0373 11 Västra Torup Finja Färingtofta Hörja Matteröd 0374 11 Hässleholm Brönnestad Häglinge Norra Mellby Nävlinge Tjörnarp

131 0381 11 Östra Broby Gryt Gumlösa Ignaberg Norra Sandby Stoby Sörby 0382 11 Vinslövs kpg Norra Strö Önnestad Knislinge Kviinge Oppmanna Vinslöv 0383 11 Östra Vemmerlöv Gladsax Rörum Smedstorp Södra Mellby Vitaby 0384 11 Båstads kpg Grevie Hov Torekov Västra Karup 213 0391 11 Västra Vram ö s t r a Sönnarslöv Östra Vram Degeberga Köpinge Lyngsjö Magiehem Ravlunda Träne Vittskövle Vä

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a k o lumnen.

359 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c) (d) 0392 11 Äsphult Djurröd Linderöd 0393 11 Bromölla kpg Ivetofta Åhus kpg Åhus Everöd Gualöv Ivö Nymö Rinkaby Trolle Ljungby 0394 11 A n d r a r u m Brösarp Eljaröd Huaröd Hörröd S:t Olof

132 0401 11 Fågeltofta Onslunda Tranås Tryde 0401 12 R a m s å s a 0402 11 Ängelholm Barkåkra Hjärnarp Munka Ljungby Rebbelberga Tåstarp 0403 11 Förslöv Klippans kpg Kallna Västra Sönnarslöv össjö Östra Ljungby 0404 11 Kristianstad N:a Åsum Fjälkestad Färlöv Gustaf Adolf Nosaby Skepparslöv Österslöv Fjälkinge Kiaby

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(a) (b) (c ) (d) 133 0411 11 Björnekulla Ausås Höja Kvidinge Starby Strövelstorp Västra Broby Åstorps köp 0412 11 Tomelilla kpg Öraby Östra Herrestad Östra Ingelstad Östra Tommarp Benestad Järrestad Kverrestad Stiby Ullstorp 0413 11 S i m r i s h a m n Simris Nöbbelöv Simris Ö:a Nöbbelöv Bollerup Glemminge Hammenhög Hannas Ingelstorp Tosterup Bolshög Hörup Vallby 0414 11 Löderup Valleberga ö s t r a Hoby Borrby 121 0421 12 Balkåkra Bjäresjö Bromma Hedeskoga Katslösa Sjörup Snårestad Öja Örsjö Ystad 0422 12 Skarhult Östra Strö

(a)

(b) (c)

(d) Eslöv Holmby Hurva Torrlösa Trollenäs Västra Strö Östra Karaby

0423 12 Ekeby Risekatslösa Bjuvs kpg Hässlunda Kropp Mörarp Norra Vram Ottarp Svalöv 0424 12 Höganäs Allerum Brunnby Farhult Jonstorp Viken Väsby 122 0431 12 Hälsingborg Bårslöv Fjärestad Fleninge Frillestad Härslöv Kattarp S:t Ibb Välinge Välluv 0432 12 Hardeberga Hököpinge Lockarp Oxie Skabersjö Tygelsjö Törringe V:a Ingelstad V:a Klagstorp V:a Kärrstorp Arrie Bunkeflo Dalby Eskilstorp Glostorp Gässie

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a k o lumnen.

360 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(d) (b) (c) 0433 12 Borlunda Gårdstånga Skeglinge Hastad Knästorp Kyrkheddinge Norra Nöbbelöv Stora Råby Stångby Uppåkra Vallkärra Igelösa Lund Lunds lk Odarslöv Bjällerup Esarp Flackarp Remmarlöv Örtofta 0434 12 Ski varp Kyrkoköpinge Lilla Isie Lilla Beddinge Tullstorp V:a Vemmenhög Äspö Ö:a Vemmenhög Östra Torp Trelleborg Dalköpinge Gislöv

123 0441 12 Hofterup Löddeköpinge Saxtorp V:a Karaby Norrvidinge Barsebäck Borgeby Dagstorp Annelöv 0442 12 Borrie Skårby Sövestad Villie Skurup Skurups kpg

(a)

(b) (c)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) Svedala kpg Svedala

0443 12 Bonderup Börringe Genarp Gödelöv Lyngby Slimminge 0444 12 Stora Köpinge Stora Herrestad Hög Kävlinge kpg Lackalänga Lilla Harrie Stora H a r r i e Stävie Södervidinge Västra Hoby Flädie 124 0451 12 Solberga Västra Nöbbelöv Hassle Bösarp Hemmesdynge Källstorp Simlinge Svenstorp Södra Åby Önnarp Östra Klagstorp Anderslöv Bösarp Grönby Gärdslöv 0452 12 Virke Kvistofta Landskrona Asmundtorp Billeberga Felestad Glumslöv Kalls Nöbbelöv Norra Skrävlinge Reslöv Sireköpinge

(a)

(b) (c)

(d) Säby Tirup Vadensjö Örja

0453 12 Hammarlöv Håslöv Lilla Slågarp Maglarp Mellan Grevie

Rang

Skegrie Stora Slågarp Stora H a m m a r Södra Åkarp V:a T o m m a r p V:a Vemmerlöv Vellinge Västra Alstad Östra Grevie Bodarp F r u Alstad Fuglie Gylle 0454 12 Görslöv L o m m a kpg Mölleberga Nevishög Särslöv Södra Sallerup Tottarp Fosie Malmö Bara Bjärshög Brågarp Burlöv Fjelie Hyby 214 0461 12 F r ä n n i n g e Långaröd Södra Åsum Tolånga 0462 12 Höörs kpg Fulltofta Hallaröd Höör Munkarp

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen.

361 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(d) Norra Rörum Röstånga Södra Rörum

0463 12 Hörby Lyby Västerstad 0464 12 Södra Sandby Skanör, Falsterbo Rjörka Blentarp Everlöv Hällestad Ilstorp Revinge Silvåkra Veberöd Vomb 134 0471 12 Stehag Rosjökloster Gudmuntorp Hammarlunda Harlösa Högseröd 0472 12 Brandstad Vollsjö Östra Kärrstorp Östraby Öved 0473 12 Högestad Baldringe Lövestad Röddinge Sövde Vanstad 0474 12 Södra Vram Ask Billinge Bosarp Halmstad Konga Kågeröd 311 0481 13 Hasslöv, slättbygden Laholm Våxtorp Ränneslöv Skummeslöv Ysby

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0482 13 Grimeton, slättbygden Varberg Gödestad Hunnestad Lindberg Spannarp Torpa Träslöv Valinge 0483 13 Falkenberg Eftra Ljungby Skrea Vinberg 0484 13 Morup Stafsinge Tvååker

312 0491 13 Kungsbacka Fjärås Hanhals Landa Tölö Ölmevalla 0492 13 Abild, slättbygden Askome, slättbygden Vessige, slättbygden Alfshög Getinge Holm Kvibille Rävinge Slöinge Årstad 0493 13 Veinge, slättbygden Eldsberga Laholms Ik Tjärby Trönninge 0494 13 Halmstad Harplinge Snöstorp Steninge Söndrum Vapnö Övraby

(a) (b) (c) (d) 254 0501 13 Enslöv Oskarströms kpg Torup Kinnared Slättåkra 0502 13 Veinge, skogsbygden Breared Knäred Tönnersjö 0503 13 Abild, skogsbygden Asige Askome, skogsbygden Vessige, skogsbygden Drängsered Fagered Gunnarp Gällared Krogsered Källsjö Ullared 0504 13 Hasslöv, skogsbygden Hishult Östra K a m p 313 0511 13 Grimeton, skogsbygden Dagsås Köinge Nösslinge Okome Rolfstorp Sibbarp Skällinge Stamnared

Svarta 0512 13 Frillesås Förlanda Gällinge Idala 0512 15 Horred Istorp Tostared

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a k o lumnen.

362 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c) (d) 0513 13 Stråvalla Sällstorp Veddinge Värö Ås 0514 13 Lindome Onsala Släp Valida Älvsåker

321 0521 14 Bäve Uddevalla Bottna Bärfendal Håby Mo Svarteborg 0522 14 Krokstad Lur Naverstad 0523 14 Grebbestads kpg Strömstad Tanum Tjärnö 0524 14 Högdal Lommeland Näsinge Skee 322 0531 14 F o r s h ä l l a Herrestad Lane Byr 0532 14 Bokenäs

Högas Besteröd Skredsvik 0533 14 Kungshamn Askum Brastad Bro Foss

(a)

(b) (c)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) Smögen Dragsmark Lyse Böra Skaftö Ståla

0542 14 Gullholmen Klövedal Käringön Mollösund Morlanda Tegneby 0543 14 J ö r l a n d a Bomelanda Spekeröd 0544 14 Stenkyrka Valla 324 0551 14 Kungälv B jörlanda Harestad Kareby Bödbo Torslanda Ytterby 0552 14 Marstrand Halta Klädesholmen Lycke Bönnäng Solberga Torsby 0553 14 Långelanda Myckleby Norum Ödsmål 0554 14 Grinneröd Hjärtum Ljung Ucklum Västerlanda 331 0561 14 Sanne

0534 14 Kville Svenneby Tossene 323 0541 14 Lysekil Malmön

0561 15 Gesäter Bölanda Töftedal Backe Ödskölt

(a)

(b) (c) (d) 0562 15 Laxarby Vårvik Ärtemark 0563 15 Dals Ed Nössemark Torrskog 0564 15 Håbol Fröskog Steneby Tisselskog Bengtsfors kpg Dalskog

332 0571 15 Edsleskog Mo Åmåls lk Åmål Tösse med Tydje 0571 17 By Säffle 0572 15 Ale Skövde Fors Fuxerna Bommele Tunge Västra T u n hem Åsbräcka 0572 16 Vänersnäs 0573 15 G u n n a r s n ä s Holm Järn Melleruds kpg Skållerud Ånimskog 0574 15 Gärdhem Norra Björke Väne Åsaka Vänersborg 333 0581 15 Bolstad Erikstad Gestad Grinstad 0582 15 B r å l a n d a Sundals B y r Ör

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första k o l u m n e n foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen.

363 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c) (d) 0583 15 Frändefors Värne Ryr Trollhättan 0584 15 Bergstena Bråttensby o. Landa Eggvena Fullerstad Fölene Kullings Skövde Lena Remmene Siene Södra Härene Tumberg

334 0591 15 Erska Lagmansered Magra Stora Mellby Upphärad 0592 16 Barne Äsaka Eling Essunga Fåglum Kyrkas Lekåsa Naum 0593 15 Högsäter Järbo Lerdal Råggärd Rännelanda 0594 14 Hede 0594 15 Färgelanda Valbo Ryr Ödeborg 314 0601 15 Kilanda S:t Peder Skepplanda Starrkärr 0602 15 Angered Bergum Lerum Nödinge Skallsjö Stora Lundby

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0603 15 Alingsås lk o. Rödene Hålanda Långared Östad Alingsås 0604 14 Göteborg Mölndal Säve V:a F r ö l u n d a Tuve

261 0611 15 Horla Skogsbygden Ödenäs Hemsjö Hol Tolls jö 0612 15 Björketorp Hajom Hyssna Seglora 0613 15 Bollebygd Sandhult 0614 14 Askim Härryda Kållered Landvetter Partille Råda Styrsö Öckerö 262 0621 15 Holsljunga Länghem Revesjö Svenljunga Ullasjö örsås Östra F r ö lunda 0622 15 F i n n e k u m l a Gällstad Marbäck Södra Säm Dannike Hulared Månstad Södra Åsarp Tvärred

(a)

(b) (c) (d) 0623 15 SurtebyKattunga Fotskäl Sätila öxnevalla 0624 15 Berghem Kinna kpg Örby

263 0631 15 Borås Bredared Fritsla Kinnarumma Vänga 0632 15 Borgstena Brämhult Fristad Gingri Molla Rångedala Tärby Vesene Äspered 0633 15 Hillared Ljushult Redslared Roasjö Sexdrega Skepphult Toarp 0634 15 Grimmared Gunnarsjö Karl Gustav Kungsäter Torestorp Älekulla Öxabäck 264 0641 15 Gullered Hössna Timmele Brunn Ulricehamn Vist Fänneslunda Härna Södra Ving Varnum

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran superstratum. Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen.

364 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c) (d) 0642 15 Blidsberg Böne Dalum Fivlered Humla

Knatte Kölaby Liared Norra Åsarp Smula Solberga Möne 0642 16 Kölingared 0643 15 Algutstorp Herrljunga Tarsled Asklanda Grude Hudene Jällby Kvinnestad Ljur Nårunga Ornunga Södra Björke Tämta 0644 15 Alboga Broddarp Eriksberg Grovare Hov Hällestad Hällstad Källunga Kärråkra Mjäldrunga Murum Norra Säm Od Skölvene Södra Vånga Öra 341 0651 16 Bitterna Larv Laske Vedum Södra Lundby Önum 0652 16 Norra Vånga Skallmeja Synnerby

(a)

(b) [c)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) Vinköl Skara Skara lk Lindärva Marum

0653 16 Bäreberg Främmestad Längjum Malma Tengene Trökörna 0654 16 Gösslunda Mellby Norra Kedum Rackeby Otterstad Råda Skalunda Strö Sunnersberg

Sone Örslösa 342 0661 16 Härjevad Jung Saleby Trässberg Västra Gerum Öttum Järpås Kållans Åsaka Levene 0662 16 Gillstad Hyringa Häggesled Lavad Ryda Slädene Sparlösa Södra Kedum Täng Väla 0663 1< Edsvära Fyrunga Kvänum Vara Vara kpg Hällum Long Längnum Skärstad

Travad Uvered

(a)

(d) (b) [c) 0664 16 Bjärby Flakeberg Flo Friel Grästorps kpg Håle Karaby Sal Särestad Tranum Tun Tådene Ås

343 0671 16 Bäck Bällefors Flistad Götlunda Hjälstad Sveneby Trästena Vad Väring Berga Enåsa Hassle 0672 16 Björsäter Bredsäter Broby Forshem Fullösa Götene Husaby Kestad Kinne Kleva Kinne Vedum Medelplana Ova Sil Skälvum Österplana 0673 16 Lidköping Hangelösa Hasslösa Hovby Källby Norra Härene Skeby Sävare Västerplana 0674 16 Binneberg Ek Horn

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a k o lumnen.

365 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(d) Leksberg Lastad Odensåker Tidavad Torso Ullervad Utby Mariestad Eggby

344 0681 16 Böja Timmersdala Holmestad Ledsjö Lugnas Vättlösa 0682 16 Norra Kyrketorp Ryd Forsby Frösve Hagelberg Locketorp Sventorp Öm Skövde 0683 16 Lerdala Fredsberg Fagre Färed Mo Björkäng Töreboda kpg 0684 16 Norra Fågelås Fridene Korsberga Tibro kpg Varola Värsås 272 0691 16 Beateberg Karlsborg Mölltorp Undenäs Ekeskog Halna 0692 16 Finnerödja Annehärad Lyrestad

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0693 16 Brevik Grevbäck Hjo lk Ransberg Mofalla Hjo 0694 16 Hova Tived Älgarås

273 0701 16 B r u n n h e m Högstena Segerstad Stenstorp Södra Kyrketorp Borgunda Dala Dimbo Häggum Kungslena Norra Lundby Rådene Sjogerstad Tiarp Varv 0702 16 Brandstorp Daretorp Södra Fågelås Acklinga Baltak Edåsa Fröjered Hömb Ljunghem Ottravad Agnetorp Tidaholm 0703 16 B j u r u m Broddetorp Gudhem Hornborga Sätuna Ugglum Bjärka Bolum Vilske Kleva Härlunda Norra Ving Stenum 0704 16 Berg Säter

(a)

(b) (c)

(d) Våmb Ekby Värnhem Öglunda Händene Istrum Skånings Åsaka Skärv

274 0711 16 Brismene Börstig Jäla Floby Grolanda Göteve Kinneved Luttra 0712 16 Friggeråker Håkantorp Torbjörntorp Valtorp Östra Tunhem Falköpings Östra lk Gökhem Karleby Märka Mularp Skörstorp Sörby Trävattna Ullene Åsle Falköpings Västra lk Falköping 0713 16 Bjurbäck Gustav Adolf Habo Härja Utvängstorp Velinga Vättak Suntak 0714 16 Kymbo N3'kyrka Näs Sandhem Valstad Vartofta Åsaka Vistorp Yllestad

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i andra kolumnen.

366 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(d) Hångsdala Kälvene Slöta Vårkumla Östra Gerum

371 0721 17 Alster

Vase Östra Fågelvik 0722 17 Botilsäter Eskilsäter Huggenäs Kila Millesvik Södra Ny Ölserud 0723 17 Kristinehamn 0723 18 Bjur t j ä r n 0724 17 Borgvik Bro Ed Grums kpg Nor 281 0731 17 Rudskoga Södra Råda Visnums Kil Visnum 0732 17 Forshaga kpg Grava Karlstads lk Karlstad Hammarö Segerstad 0733 17 Frykcrud Stora Kil 0734 17 Nedre Ullerud Nyed 372 0741 17 Älvsbacka Östra Ämtervik Övre Ullerud 0742 17 Boda Stavnäs Värmskog

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) (b) (c) 0743 17 Gillberga Långserud Svanskog 0744 17 Brunskog Västra Ämtervik

373 0751 17 Årjängs kpg Blomskog Trankil Västra Fågelvik 0752 17 Holmedal Karlanda 0753 17 Skillingmark Töcksmark Östervallskog 0754 17 Sillerud 374 0761 17 Glava Ny Älgå 0762 17 Eda 0763 17 Arvika lk Arvika Högerud

(a) (b) (c) (d) 292 0781 17 Hagfors Norra Råda 0782 17 Gräsmark Lysvik 0783 17 Filipstad Nordmark Färnebo Gåsborn 0784 17 Fryksände 353 0791 18 Viby Laxå kpg Snavlunda Tångeråsa 0792 18 Hidinge Kil Knista Tysslinge, bergslagen 0793 18 Asker, södra skogsbygden Hallsberg, södra skogsbygden Lerbäck Svennevad 0794 18 Degerfors Degerfors kpg Karlskoga

0764 17 Järnskog

Kola 282 0771 17 Gunnarskog Mangskog 0772 17 Kroppa Storfors kpg Brattfors Lungsund Sunnemo 0773 17 Munkfors kpg Sunne Sunne kpg 0774 17 (har förts till 0773)

173 0801 18 Almby Längbro Vintrosa Ånsta Örebro Gräve Hovsta Täby Eker Tysslinge, slättbygden 0802 18 Frövi kpg Glanshammar Lillkyrka Rinkaby Ödeby Axberg

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a k o lumnen.

367 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c) (d) 0803 18 Fellingsbro Götlunda

(a)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(b) (c) (d) 0824 18 Lindesbergs lk Lindesberg Bamsberg

0804 18 Gällersta Norrbyås Stora Mellösa Ekeby

364 0831 19 Harbo Nora Östervåla

363 0811 18 Asker, slättbygden Lännäs Sköllersta

0832 19 Enåker Huddunge Möklinta Vittinge

0812 19 Bro Bro Malma Fagersta Kolsva Malma Västanfors Hed Skinnskatteberg Västra Skedvi 0813 18 Kumla Kumla lk Mosjö 0814 18 Hallsbergs kpg Hallsberg, slättbygden Hackvad Hardemo Kräcklinge Edsberg 354 0821 18 Nora Järnboås Nora lk Ervalla 0822 18 Guldsmedshyttan Linde

0833 19 Västervåla Gunnilbo Karbenning Bamnäs Västerfärnebo 0834 19 Sala Sala lk Norrby Västerlövsta 174 0841 19 Berg Dingtuna Hallstahamm a r s kpg Haraker Lillhärad Odensvi Skerike Skultuna Sura 0842 19 Altuna Fläckebo Hubbo Kila Kumla Bomfartuna Tillberga Tärna

0823 17 Nysund, l ä n s del av

0843 19 Köping Kolbäck Munktorp Byttern Säby Torpa

0823 18 Nysund, bergslagen Kvistbro Skagershult

0844 19 Arboga lk Arboga Kungsörs kpg Säterbo

(a)

(b) (c)

(d) Björskog Himmeta Kung Karl Kungs Barkarö Medåker

283 0851 20 Norrbärke Smedjebackens kpg Malingsbo Söderbärke 0852 20 Stora Tuna, östra delarna 0853 20 Svartnäs Sundborn Svärdsjö 0854 20 Borlänge Hosjö Aspeboda Silvberg Torsång Vika 293 0861 20 F a l u n Stora Kopparberg Stora Tuna, västra delarna Enviken 0862 18 Grythyttan Hällefors kpg Viker 0863 18 Hjulsjö Kopparbergs kpg Ljusnarsberg 0864 20 Grängesberg Ludvika lk Ludvika Grangärde 284 0871 20 By Folkärna 0872 20 Hedemora Säter Hedemora lk Säter lk

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2 :a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att tilj h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen.

368 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a)

(b) (c)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326),

(d) Segersta Undersvik

(b) (c) (d) 0873 20 Gustafs Stora Skedvi

(a)

0874 19 Norberg

451 0910 21 F j ä r i l a Kårböle Ljusdals kpg Bergsjö Hassela Ljusdal Ovanåker Bamsjö Voxna

0874 20 Avesta Krylbo kpg Garpenberg Grytnäs Husby 294 0881 21 Sofors Högbo Ovansjö Sandviken Storviks kpg 0882 21 Åmet Järbo Ockelbo

0910 23 Ytterhogdal Överhogdal 413 0920 21 Bjuraker Gnarp Harmånger Hälsingtuna

Hög 0883 21 Torsåker Årsunda Österfärnebo 0884 21 Gävle Hamrånge Hille

Ilsbo Järvsö Jättendal Norrbo Bogsta 421 0930 20 Lima Älvdalen

(a)

(d) (b) (c) 0940 20 Tyngsjö Malung Säfsnäs Venjan Äppelbo

432 0950 17 Dalby Ekshärad Norra Ny Vitsand Östmark 433 0960 20 Djura Mockfjärd Flöda Gagnef Leksand Siljansnäs Sollerön 434 0970 20 Morastrands kpg Järna Mora Nås Våmhus 0970 23 Näs 441 0980 20 Idre Särna Transtrand

411 0890 21 Hudiksvall Lingbo Ljusne Niafors Söderhamn Bergvik Delsbo Enånger Forsa Idenor Mo Njutånger Norrala Skog Söderala Trönö

0930 23 Svegs kpg Vemdalen Ängersjö Berg Hackas Klövsjö Lillhärdal Bätan Sveg Åsarne Älvros

0980 23 Ljusnedal Offerdal Frostviken Föllinge Hede Hotagen Kall Linsell Storsjö Tännäs Undersåker Åre

412 0900 21 Annefors Katrineberg Svabenverk Bollnäs kpg Alfta Arbrå Bollnäs lk Hanebo Bengsjö

431 0940 r Gustaf Adolf Södra F i n n skoga Bogen Lekvattnet Norra F i n n skoga Nyskoga Bämmen

414 0990 20 Bingsjö, Dåd ran Skattunge Bjursås Boda Ore Orsa Bättvik Äl

0930 21 Hamra Los

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a k o lumnen.

369 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326), (c) länsnr, (d) församling. (d) (a) (b) (c) 422 1000 22 Graninge Haverö Liden

(a)

(b) (c:

(d) Sånga Ullånger Vibyggerå Överlännäs Torsåker

1000 23 Borgvattnet Bräcke Fors Håsjö Hällesjö Nyhem Ragunda Stugun

462 1050 22 Örnsköldsvik Arnäs Grundsunda Nordingrå Nätra Själevad

452 1010 22 Alnö Borgsjö Holm Indal Ljustorp Stöde T i m r å kpg Torp

463 1060 22 Edsele Fjällsjö Helgum Junsele Ramsele Resele Skorped Ådals Liden

453 1020 22 Skön Sköns kpg Sundsvall Attmar Njurunda Selånger Sättna Tuna 454 1030 22 Gudmundrå Härnösand Kramfors Hemsö Häggdånger Hässjö Högsjö Stigsjö Säbrå Tynderö Viksjö Ytterlännäs 461 1040 22 Sollefteå Sollefteå s:n Bjärtrå Boteå Dal Ed Långsele Multrå Nora Skog Styrnäs

464 1070 22 Bodum Tåsjö 1070 23 Alanäs Laxsjö Ström 1070 24 Risbäck Dorotea Fredrika 471 1080 22 Trehörningsjö Anundsjö Björna Gideå Mo Sidensjö 423 1090 23 Bodsjö Brunflo Gåxsjö Hammerdal Häggenås Kyrkas Lit Lockne Marieby Revsund Sundsjö Sunne 424 1100 23 Rödön Alsen Aspås

(a)

(b) (c)

(d) Frösö kpg Hallen Marby Mattmar Myssjö Mörsil Norderö Näskott Oviken Ås

1100 24 Vännäs kpg 472 1110 24 Bjurholm Nordmaling Vännäs Hörnefors 473 1120 24 Degerfors Kalvträsk Burträsk örträsk 474 1130 24 Holmön Robertsfors Umeå Umeå Ik Bygdeå Holmsunds kpg 481 1140 24 By ske Fällfors Sävar Lövånger Nysätra 482 1150 24 Kågedalen Skellefteå lk Skellefteå Bureå 442 1160 24 J ö r n Mala 1160 25 Arvidsjaur Arjeplog 483 1170 24 Norsjö 1170 25 Edefors Hortlax Norrfjärden

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första kolumnen foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen. 24—708143

370 (a) avser h u v u d s t r a t u m i undersökningen, (c) länsnr, (d) församling. (a) (b) (c) (d) 443 1180 24 Lycksele lk Lycksele Stensele Åsele

(a)

(b) (c)

(b) s t r a t u m enligt bilaga G (sid. 326), (d)

491 1210 25 Boden Luleå Nederluleå

Tore 444 1190 24 Vilhelmina Vilhelmina kpg Sorsele Tärna 484 1200 25 Piteå lk Piteå Älvsby Älvsbyns kpg

Överluleå 492 1220 25 J u k k a s j ä r v i Kiruna Pajala Gällivare Jokkmokk Karesuando Korpilombolo Tärendö

(a) (b) (c) (d) 493 1230 25 H a p a r a n d a Nederkalix Nedertorneå Råneå 494 1240 25 Muonionalusta Hietaniemi Junosuando Karl Gustav överkalix övertorneå

I beteckningen för h u v u d s t r a t u m avser 1 :a siffran landsdel, 2:a siffran s u p e r s t r a t u m . Beteckningen för s t r a t u m i undersökningen erhålles genom att till h u v u d s t r a t u m enligt första k o l u m n e n foga sista siffran i stratumbeteckningen enligt bilaga G i a n d r a kolumnen.

Bilaga

L

Några tillämpningsformler för föreslaget skördeskadeskydd

Beteckningar

och

förutsättningar

L å t arealen för grödgrupp v (v = 1 , 2 . . .m) respektive summan av arealerna för grödgrupper 1 , 2 . . . / vid brukningsenhet i inom strata k (i = 1, 2 . . . n & inom k) ett visst år vara ikav respektive ika* och sätt

kav — ^ ikav '•> kaj i-l

— ^ ikaj i-l

> aj

— ^ kaj » (k)

där summationen över k avser en grupp av strata. Sätt ikav = ikam • ikfv; ifca;- = fca;- • ikf}kav — kam ' kl v '•> kaj

— aj ' klj-

Låt skördevärdet per arealenhet år t av grödgrupp v, brukningsenhet i, stratum k vara «fccov, i genomsnitt för grödgrupper 1, 2 . . . / tikco* och s ä t t n

k

tkvv =

^ikfm i-l

ikfv

tik^v

n

*

v

tk j

= Eikfj i-l

tikvj

~

tikOj

/ -27 «c/v <fcyv »-1

Antag a t t (ifccov är normalt fördelat över tiden med medelvärdet ikmv och spridningen tf-or,,. Då är även tikco* normalt fördelat med medelvärdet ikco* och spridningen ikx*. Normalt fördelat är även tkvv, tkv* och tikv*. Kalla medelvärdet över tiden av tkvv för kvv. Då är medelvärdena av tkv* och tikv* j kVj

= 2Jkfv kvv v-1 i

ik°j — EiktvkPv v-1

Kalla spridningarna över tiden av tkvv, tkv* och tUcv* för kav, ks* och iks* och korrelationskoefficienten mellan tkv^ och tfcyv för ^r^ samt korrelationskoefficienten mellan ^.p* och tkv*j—i f ° r kr*j—i o c ^ s ä t t

372 x r ik v — ikfv k i*

kav

VcVv — ikfv kav\^ z

— krfv — ikfv V&°v — krf

ikfis ikfv k&M kav " ( 1 — krift

. ik t*v =

krv>)

Med kxv, kyv, tf^ avses motsvarande uttryck efter substitution av ikf med kf. i

IfcSj

= ^ ikvj

v-l *

n

i

Sätt vidare ikOj= Z^U-kav;

kO) =

k

Zktvkov

samt ks* = Zikf*^s*

*-l k** i

samt ikw* =

i-l

*

= — ; och kWj = -=4 = —i- Definiera funktionen kvj

ik<*j

kxj

-T

7?T(<X) =

— / ( T + x)<p(x)dx, -a

där 9?(a;) är frekvensfunktionen för skördevärdet. ikBm

=

m

/ -*\2

^

• £ ifc 2 ^" <

avser ifc B m efter substitution av index ik med k. Antag vidare a t t tlko)* är kBm normalt fördelad i rummet med medelvärdet tkv* och spridningen Q$. A. Några formler för premierna i individuell kombinerad försäkring

1. Uppskattning av iks*m och fcs*. a) Enligt bilaga B (sid. 267) kan, under förutsättning bl. a. a t t residualerna för tkvv med avseende på tkv1 (basgrödan) äro sinsemellan oberoende för v — 2, 3 . . . m, ^stf uppskattas med formeln:

iks%=\zikxJ+Zikyl L»=.i

J

(1) «-=i

b) Om m a n släpper förutsättningen om i a) nämnda residualers oberoende, skulle kunna uppskattas med användande av rekursionsformeln

iks$

ikff ' iksf = ikfj-i iksf-i + ikfj ko) + 2 * / ; _ ! ifcs/.i ^ ,_x • ikf} ka1 med iks* = KO! Nu är r* Vj.j-X

E kfv J^jv k<*v v 1 ~

— —

V Z I icfi kal + Zkf,j, kfv kTnV kffft kav » *-i L /'#»' J /-i

**fc/vfcr>fc°"v

* ZgkfvkPv — v= l

kr*,j—x kan approximeras med &!/;/_! om för / väljes den grödgrupp (basgrödan), som h a r den största korrelationen till övriga grödgrupper. Numeriskt exempel:

373 / = '*;&&

= 2kf2ka2;

kr12

- 0,5, varav kr*32 = H 2 ° m ^ ~ ° ' 6 5 ^ l^ai cm kr32 = 0,82 fcr31.

Om grödgrupperna omnumreras så a t t basgrödan blir v = 1 kan ^sfå uppskattas genom successivt användande av rekursionsformeln: * / ; V f - *fiLx**f-i

+ ikfjka)

+ 2 ^ . , i Ä s;_ 1 •**,

(2)

med jfc^—fcai (Om i (2) fcriy ersattes med — cos fc/jy, är (2) kvadraten på sidan emot vinkeln i en triangel, där de övriga sidorna äro ikfj_1 jks*_l och ucf^ffj, vilket ger en mekanisk lösning av beräkningen.) c) Efter utveckling av kvadraten i (1) erhålles efter någon räkning:

kpj

Oe

[

m

"12

m

Z ikfv kav - Z Z ikZftv = iko%(l - ikBm) (3) Formler för beräkning av fts*? erhålles ur (1), (2), (3) om index ik utbytes mot Är. 2. Riskpremie i genomsnitt för alla brukningsenheter i stratum A-, respektive i en grupp av strata. Riskpremien per arealenhet för en individuell kombinerad försäkring omfattande grödgrupperna 1, 2 . . . m vid brukningsenheten i med självriskbeloppet c • iks*m (jfr kapitel 10, sid 226) och normskördevärdet ikv*m kan skrivas ikP*m= Rc{ikxm) iks*m. Nu k a n emellertid R^cc^ ersättas med Rc(kocm) = kRc, då integranden i omgivningen av — a antar mycket låga värden. Vi ha då ikPm = kPc iksm

(4 a)

* "* kPm = Z ikfm ikPm = kRc

fcsm

kPm = kRcksm där

p

är

(4 b) _(4c)

den

km genomsnittliga riskpremien för alla brukningsenheter i stratum /c och fcP* den riskpremie, som beräknas med arealfördelningen i stratum. Enligt (3) och (4) kan vi skriva, då ikBm och kBm båda äro < 1: ikPm = kRc ik° ~ ikCm

(5 a)

kPm = kRc A

— kCm

(5 b)

kPm ~ kRc hPm ~ kCm

( 5 c)

kpm = kpm{l + M). tk^m = kpc ik°m s

d

är

(6)

ikBm'>kCm erhålles genom substitution av index z'Ar med Är och

kCm

n„ — Zftfm ikCm samt t=i

k^m — r> [k^m — k^m)

374 I (6) kan kPm erhållas ur den retrospektiva undersökningen av centralbyråns material och kA*m uppskattas genom en stickprovsundersökning av brukningsenheterna i å t t a systematiskt utvalda strata (se kapitel 12, sid. 258). H ä r a v erhålles genomsnittliga riskpremien över en grupp av strata: Pm = Zkfm kP*m = Ekfm kP*Jl (k)

+ kA*m)

(7)

(fc)

Pm k a n emellertid enligt (5 b) även uttryckas: pm = B c ä ; - c ; ,

där

(8)

Rc antages konstant för alla k, och ä*m, C*m äro de med kfm vägda medeltalen av kö*m och kC*m. 3. Undersökning av premiernas fördelning p å belopp, som skola debiteras brukarna direkt (direktpremier), och belopp, som skola uttagas genom höjning av avgifterna på inhemska leveranser av jordbruksprodukter (indirektpremier). [Enligt (5 a) är Ä P * skillnaden mellan en linear funktion av spridningarna kat och en komplicerad funktion av spridningarna kav och korrelationskoefficienterna Endast den första termen k a n orsakslogiskt uppdelas p å grödgrupper. Ur krlv. principiell synpunkt borde därför indirektpremien utgöra en lämplig andel av första termen och direktpremien återstoden av den första termen med avdrag för den andra termen. Detta skulle innebära a t t den p å grödan v och brukningsenheten i beoch löpande indirektpremien skulle utgöra (1 — 0)kRcikavk^v P å samtliga grödgrupper (1 —0)kRcika*m ikä*m. Direktpremien för brukningsenheten i skulle då bli 0 • kRc ikam ika*m ~ ikam ikCm', 0 < 0 < 1

Direktpremien skulle då inte kunna beräknas på samma sätt som totalpremien. Denna måste i så fall beräknas först, därefter skulle ske beräkning av (1 —0) kRc•ikamiköm o c h slutligen direktpremien för brukningsenheten erhållas genom subtraktion härav S å n totalpremien. Det skulle sålunda leda till tekniska komplikationer om denna i princip korrekta metod komme a t t tillämpas. Även om premierna fördelades på detta sätt, skulle — då avgifterna äro avsedda a t t beräknas p å aktuell skörd — dessa endast i genomsnitt komma a t t motsvara de teoretiska, och även detta med grov approximation. Dels k a n icke hela produktionen (t. ex. p å grund av förbrukning i eget hushåll eller vid försäljning till granngårdar m. m.) för en brukningsenhet bli avgiftsbelagd, dels medför förvandling av fodergröd-kvantiteter tillanimalieproduktion approximationer. Med hänsyn till dessa överväganden synes avvägningen av direkt- och indirektpremier kunna av praktiska skäl ske p å annat sätt än v a d som motiveras av de teoretiska sambanden.] Det föreslås a t t den p å brukningsenheten i belöpande direktpremien blir 0ikPm=ikP%)=kRcikW

(9)

där l7cs<f * k a n beräknas enligt formel (1), (2) eller (3) efter substitution av kav med koW = 0-kav. Ty, då ikBm är oberoende av om kov för v = 1, 2 . . . m multipliceras med en av i oberoende kvantitet erhålles (9) genom insättning a v ka\ i (3). För beräkning av avgiftssatserna gäller, a t t , sedan Pm beräknats för hela landet enligt (7), skall för grödgrupp v beloppet

375 E kav kav

(1-0)- «U—«mPm

(10)

divideras med uppskattad totalskörd av grödgruppen. Om denna avser fodergrödor, sker sedan omräkning till avgifter på animalieprodukter. B. Undersökning av förslaget om skördeskadelån till individuella brukare på ansökan

1. Förslaget. Det h a r föreslagits a t t skördeskadelån skulle beviljas enskild brukare på ansökan med det belopp per arealenhet, varmed ®'{ikvm — c iksm — tik™*)

(11)

må överstiga ersättningen i försäkringen, där 0 < O'< 1. Härvid skulle tika)* upp skattas av brukaren. För a t t få en uppfattning om lämplig avvägning av lånens storlek i syfte a t t täcka försäkringens brister i effektivitet och om sannolikt erforderlig storlek av den fond — regleringsfonden — som avsetts för lånens finansiering, göras följande uppskattningar på basis av t v å olika antaganden om lånens utnyttjande. I båda fallen bortses från uppskattningsfelen i brukarnas uppskattning av skörden, antages 0' = 1 och självriskbeloppet i skördeförsäkringen iks*m, d. v. s. c = 1. 2. Beräkning vid maximalt utnyttjande. Lånen antages bli maximalt utnyttjade a v alla brukare. Lånet för visst år, t, och viss brukare, i, kan skrivas: tikvm — tU&?m> o m A ~ iksm ~ tikvm > ° -* ikvm — iksm — tik^m» o m ikvm ~ iks* ~ tikvm < °

( f a l 1 1) (

fal1

2)

fl 2) '

V

Då index i, k, m och * återfinnas i alla storheter, kunna de utelämnas. Som framgår av ovanstående äro alla med v och s betecknade storheter beräknade med brukningsenhetens arealfördelning och stratums skördevärden, tidsspridningar och korrelationskoefficienter. Vi sätta spridningen i rummet av co* kring v*, d. v. s. tk^-m — h ' iksm-

Det kan visas att för fall 1 oo

E^L)

= b1s-0(

— 1)

x(p(x)dx

= 0,064^;

och för fall 2 w

v-s

v- s

- oo

Denna integral kan uppskattas med numerisk integration enligt formeln oo

0,1 6, s. 2 ^ [ < P ( l , l + 0,1 v) -

0(1 + 0,1 v)] «(o,05 + o,iv) (jj

Härav E{L) = 0,075^5 = 0,9ft1-ifcPm.

= 0,011 bxs. (13)

376 bl är kvoten mellan å ena sidan spridningen mellan brukningsenhetens verkliga aktuella skördevärde och det som beräknas med de från stratum erhållna skördevärdena för grödgrupperna v = 1 . . . m och brukningsenhetens arealfördelning, och å andra sidan den för brukningsenheten enligt (1)—(3) beräknade tidsspridningen. bx har icke k u n n a t numeriskt uppskattas. Motsvarande kvot för sockerbetor enbart visade sig i genomsnitt vara 1,4, vilket skulle motsvara Z^f^kfmE{L)^ 1,36 - P m . 3. Beräkning vid reducerat utnyttjande Om en brukare år efter år under en lång period har lägre aktuella skördevärden för de enskilda grödgrupperna än stratum, blir hans medelskördevärde ifccö^, lägre Utelämnande indices, definiera vi brukarens verkliga skördeförlust per hektar med avdrag av mot tidsspridningen i brukningsenhetens skördevärde svarande självriskbelopp per hektar: cö — x — a>. Man kan nu t ä n k a sig, a t t en brukare med hänsyn till återbetalningsskyldigheten för lånet ej begär större lån än det belopp, varmed hans verkliga skördeförlust må överstiga eventuell ersättning från skördeförsäkringen. Om vi sätta x = b2s kan lånets belopp per hektar under dessa antaganden skrivas: l = £<„ [co — b2s — co — ev(v — s — v)],

(14)

där e<o — 1, om hela den yttre parentesen > 0, och eljest 0 samt ev= 1, om den inre parentesen > 0, och eljest 0. / kommer a t t utgå i t v å fall, i första fallet är e^ = ev = 1, i andra fallet är £co =

1,

8V =

U.

sätt^^-+i = ^ . X

S

Skördeförsäkringen är avsedd a t t utjämna sådana ogynnsamma ändringar i tillväxtfaktorerna, som påverka större delen av stratum, medan lokalt u p p t r ä d a n d e skador i allmänhet icke medför ersättning. För icke-lokalt u p p t r ä d a n d e skador antar |£| låga värden, d. v. s. korrelationen mellan stratums olika delar är stark och variansen för | (residualvariansen) liten. Det kan då visas att sannolikheten för det andra fallet ew = 1, ev = 0 är fallande med b2. b2 är alltid > 1. (I bilaga F (sid. 303) visades att x och s falla med åttonde roten ur sockerbetsarealen.) Denna diskussion är icke tillämplig beträffande lokala skador. Någon möjlighet a t t uppskatta storleksordningen av lånebehovet vid lokala skador föreligger icke. Det torde emellertid knappast vara sannolikt a t t dessa i genomsnitt för hela landet under en lång tidsperiod har någon nämnvärd ekonomisk vikt i jämförelse med lånebehovet på grund av olikstora effekter av ändringar i tillväxtfaktorerna, som påverka hela strata. Vi göra den förutsättningen a t t man vid beräkning av den matematiska förväntan av' lånekostnaderna kan bortse från möjligheten a t t e^ = 1 samtidigt som sv = 0. Om sålunda em = ev = 1 och e^ = ev = 0 äro de enda möjligheterna, skulle ZikfmkfmE(l)

= (b2-l)Pm

(15)

(Uk)

b2 d. v. s. kvoten mellan tidsspridningarna för brukningsenhetens verkliga skördevärde och dess beräknade har icke k u n n a t numeriskt uppskattas för olika kombinationer av grödgrupper. Motsvarande kvot i genomsnitt för sockerbetor visade sig (liksom &,) vara 1,4, vilket skulle motsvara 0,4 Pm för Enfmjfm E(t). (U k)

377 4. Diskussion av resultaten i 2 och 3. Om resultaten av 2 och_3 jämföras, visar det sig att skillnaden i de båda uppskattningarna rör sig om c:a Pm. Det bör då observeras att i 2 ingen som helst hänsyn tagits till korrelationen mellan brukningsenhetens verkliga och beräknade skördevärde. Den föreslagna försäkringen avser att utnyttja denna korrelation, som enligt diskussionen i 3 sannolikt är mycket stark, i varje fall där fråga är om icke-lokala skador. Värdet enligt 3 har beräknats under antagande av en stark korrelation med bortseende från lokala skador. Det förefaller då vara naturligt att skillnaden mellan uppskattningarna är av samma storleksordning som försäkringens riskpremier. C. Modifikationer av beräkningarna i A under generellare förutsättningar

I det föregående har bl. a. förutsatts att fördelningsfunktionen är normal för alla grödgrupper. Denna förutsättning gäller även för tabellerna över riskpremier och förväntat antal skador vid olika självrisk i kapitel 10 (sid. 222—223). Diagram M:8, M: 9, M: 11 (sid. 428, 429, 431) visa, att 30 års-riskpremien för fodersäd, potatis och hö med god approximation kan uppskattas med en riskpremie, som beräknas på basis av denna förutsättning. För sockerbetor gäller detta icke för 30 års-premierna men väl för de s. k. trendriskpremierna (varmed avses det vägda medeltalet av 10 års-premierna, jfr diagram M: 10 och M: 15 sid. 430 och 435). Däremot framgår av diagram M: 6, M: 7, M: 13, M: 14 (sid. 426, 427, 433, 434), att riskpremierna för brödsäd ligga över de premier, som baseras på normalt fördelade skördevärden. Beträffande oljeväxter är statistiken otillräcklig för att bedöma dessa förhållanden. Om de avvikande resultaten för brödsäd, vilka äro särskilt markerade för höstsäd, delvis kan återföras på övervintringen, är det icke uteslutet att riskpremierna för oljeVäxter ligga högre än om skördevärdet vore normalt fördelat. Med hänsyn till att oljeväxtodlingen anses vara förenad med stora risker, beträffande höstoljeväxter särskilt i fråga om övervintring, och till att metodiken för odlingen ännu så länge är i utvecklingsstadiet, torde det vara befogat att i beräkningarna antaga högre riskpremier vid given variationskoefficient och självrisk än som skulle erhållas vid normalt fördelat skördevärde. Vad beträffar brödsäden torde en korrektion för avvikelserna från de normala riskpremierna kunna ske på följande sätt, utan att förändra formen på ekvationerna i avsnitt A här ovan. I stället för spridningen kav insattes i dessa ekvationer för brödsädsgrupperna ett värde ka'v, som uppfyller villkoret a • R'c(a) = o' • Rc{oc'), där a' = - , a

Kvoten g = a' : a kan statistiskt bestämmas ur materialet och är av storleksordningen 1,35 för höstsäd och något lägre för vårsäd. Då diskussionen i kapitel 10 knutits till variationskoefficienten för ett normalt fördelat skördevärde, synes det i förevarande fall vara naturligt att basera även självrisken på o*'. Omför oljeväxter spridningen modifieras med samma värde på g, bör däremot med hänsyn till skördeförsäkringens effektivitet som likviditetsskydd självrisken beräknas lägre än vad som motsvarar a'. Som framhålles i kap. 11 (sid. 238), bör denna korrektion baseras på en utjämning av skillnaderna mellan riskpremier med lika variationskoefficienter. Utjämningen av dessa skillnader kan exempelvis verkställas med en rät linje. Denna linje utjämnar emellertid avvikelser mellan riskpremier vid självrisken 20 %. Linjens ordinata i den punkt, som motsvarar variationskoefficienten 0,20 ger ett

378 m å t t på avvikelsen mellan i?x och R[, d. v. s. då självrisken är lika med variationskoefficienten. De i kap. 12 (sid. 258) angivna värdena på korrektionsfaktorerna ha baserats på ordinatan i denna p u n k t . De i kapitel 8 (sid. 206 ff) och bilaga I (sid. 333 ff) diskuterade korrektionerna på grund av att ombudsuppskattningarna i undersökta fall givit för låga värden för medeltal och spridning, kunna anbringas så a t t riskpremierna beräknas direkt på de från ombudsuppskattningarna erhållna värdena, men a t t självriskbeloppet korrigeras till a t t motsvara dessa riskpremier. (Beträffande beräkningen av ersättningsbeloppen se under E, sid. 380.) Låt s' beteckna de utjämnade estimaten av spridningarna från medelvärdet för 30 år för andra grödor än sockerbetor och oljeväxter, det vägda medeltalet av spridningarna från medelvärdena för 10 år för sockerbetor, alla korrigerade för bias enligt teorin i bilaga J (sid. 343), samt estimatet av spridningen för oljeväxter från föreliggande material. För kav i avsnitt A här ovan insattes då kgv

• ks'v för alla grödgrupper u t o m oljeväxter

(16)

f 1 för fodersäd, potatis, hö, sockerbetor k

"

1 ka'vlav f ö r höstsäd och vårsäd

medan nedan under E behandlas modifikationen för oljeväxter. På liknande sätt kan de i kapitel 6 och bilaga D behandlade anpassningarna till förändring i andra prisfaktorer än de som bero på skördeutfallet (sid. 185 och 277) ske genom multiplikation av g med en faktor. Så länge man kan antaga, att förändringarna i normpriserna för grödgruppen äro rent proportionella (se sista avsnittet av kapitel 6, sid. 189), blir denna faktor lika med förhållandet mellan normpriset det aktuella året och det, som begagnats i den retrospektiva undersökningen. Förändras normskördevärdena för grödgruppen på ett mera komplicerat sätt, ersattes faktorn av en enkel funktion av de relativa ändringarna i normpriser och arealer för i grödgruppen ingående enstaka grödor. Skulle b ä t t r e estimat för relationen mellan aktuellt pris och normpris än prognosen i bilaga D erhållas efter vunnen erfarenhet av den nya prissättningen, kan ks'v med ledning av relationen mellan priskorrigerade och ej priskorrigerade skördevärden i den retrospektiva undersökningen omräknas till approximativ överensstämmelse med dessa estimat. Formlerna i A här ovan gäller sålunda under betydligt generellare förutsättningar än där angivits. D. Tillämpning av principerna för skördens värdering

1. Principer för värderingen. I kapitel 6 och bilaga D har närmare utvecklats principerna för värdering av aktuell skörd och normskörd. Enligt dessa principer bör den aktuella skörden i princip värderas till aktuellt pris och normskörden till det pris som vid i övrigt aktuella förhållanden skulle ha noterats om skördekvantitet och kvalitet varit genomsnittliga. Det aktuella priset på en jordbruksprodukt vid viss tidpunkt kan skrivas n (xt, dt, kt) där xt representerar värdet av en vektor av de »oförsäkringsbara» prisfaktorerna vid tidpunkten t och dt, kt skörd per arealenhet och skördens kvalitet för skördeåret i fråga. Motsvarande normpris kan då skrivas n (xt, dt, kt). I den retrospektiva undersökningen erhölls en god anpassning av priserna under antagande bl. a. av a t t n (x, d, k) = C • hx{x) • h2(d),

379 där 7ix och h2 hade formen av vissa exponentialfunktioner. Oberoende av om ht och h2 i framtiden kommer att uppvisa samma form torde man av undersökningen med säkerhet k u n n a sluta, a t t priset i framtiden kan approximeras med formeln n(x, d,k)

=C hl(x) h*2(d) h*3(k)

(17)

(med eller u t a n områdes- eller säsongdifferentiering), där ingenting utsäges om formen av TiJ, h*2, h*z. I den retrospektiva huvudundersökningen ha parametrarna för skördevärdets fördelning beräknats på basis av en prognos av h2(d). Dessutom har skördevärden, 10 års-skördemedelvärden och riskpremier beräknats under antagandet a t t h2(d) = 1. C har satts lika med på 1955 års jordbrukskalkyl grundade normpriser (bilaga H, sid. 329). De genomsnittliga 30 års-riskpremierna ha beräknats endast för priskorrigerade värden. Tills vidare måste riskpremier och normskördevärden grundas på prognosen av h2(d). När tillräcklig erfarenhet vunnits, kunna de omräknas, (se C här ovan). 2. Värderingsprisets inflytande på ersättningar och riskpremier. Om man icke gör något annat antagande än (17), gäller för en enhetlig jordbruksprodukt a t t

rcfe. dt, kt) = ht(dt)-hl(kt) n(xt,dt,kt) h*2{dt)-ht(kty

w

Om sålunda värderingspriset för aktuell skörd och normskörd avse samma tidpunkt, behöver man sålunda icke förutsätta mer om prisregressionen än (17) för påståendet (18), som innebär att skördekvoten och dess spridning d. v. s. skördevärdets variationskoefficient, är oberoende av xt. Detta gäller även ersättning och riskpremie per normskördekrona, t y enligt kapitel 2 (sid. 160) är 5 = 1 — p — =; r = wR

(-)

(19)

Däremot ingår i de i den retrospektiva statistiken bestämda värdena på r, v en prognos av kvoten i (18), grundad på prisundersökningen i bilaga (E sid. 286 ff). En ny prognos av denna kvot leder till under 1 omnämnda omräkning av dessa värden. 3. Beräkning av värderingspriserna Om premieavisering måste ske på försommaren och skördeårets ersättning skall beräknas på hösten, måste man redan på försommaren fixera normpriset, medan ersättningen beräknas på hösten. Normpriset måste således grundas på en prognos. Om de »oförsäkringsbara» prisfaktorerna på hösten ej väsentligt skilja sig från dem, som motsvara prognosen, kan ersättningen beräknas med normskörden värderad med prognospriset och den aktuella skörden värderad med aktuellt pris, båda priserna bör vara på motsvarande sätt differentierade på geografiska områden och på samma sätt justerade för säsongvariationer. Vid bestämmande av värderingspriset för aktuell skörd bör hänsyn tagas till geografiska variationer i aktuell kvalitet, och i prognosen till samma variationer i normal kvalitet. Skulle däremot prognospriset på grund av icke förutsedd utveckling av de oförsäkringsbara faktorerna komma a t t skilja sig från det pris som vid normal kvantitet och kvalitet kunde beräknas på basis av de oförsäkringsbara faktorernas faktiska värden vid tiden för beräkning av ersättningarna, måste ersättningarna modifieras med hänsyn härtill.

380 Det blir därför nödvändigt, att vid tiden för ersättningsberäkningen undersöka utvecklingen av oförsäkringsbara faktorer, varvid hänsyn måste tagas till att flera av grödgrupperna äro i prisavseende heterogena och att prisutvecklingen för i samma grödgrupp ingående grödor kan ha varit olika. Låt k7zv vara det normpris för grödgruppen v i området k, som motsvarar värdet av de oförsäkringsbara faktorerna och knv — kyv • knv prognospriset. Den ersättning per arealenhet, som exakt motsvarar den för brukningsenheten i uttagna riskpremien, skulle då kunna baseras på normskördevärden grundade på prognospris och på aktuella skördevärden grundade på kyv' j^i^ där ^ är det aktuella priset. kyv får då karaktären av en modifikation av den på grödgruppen v belöpande självrisken. Skulle däremot normpriset genom division med kyv omräknas till höstens nivå, men däremot krcv användas för det aktuella skördevärdet, skulle den redan uttagna premien förhålla sig till medelvärdet över tiden av ersättningarna som medelvärdet av kyv. Värderas normskörden med prognospriset och den aktuella skörden med det aktuella priset k7iv utan omräkning, skulle nämnda förhållande bli väsentligt mera D

avvikande från 1. (Förhållandet blir

_

c+ y R

~ 1 • (1 -f y — 1), där y är medelvärdet

c

av kyv för v = 1, 2 . . . m. För \y — l | = 0,02 blir förhållandet 0,9 respektive 1,1, beroende på om y ^ 1). Analysen av prisutvecklingen för bestämmande av kyv, torde ändock kunna ske rätt schematiskt. Om nämligen kyv uppskattas med två decimaler, kommer felet i ersättningen per ha vid ett normskördevärde av 500 kr/ha att uppgå till högst 2: 50 kr per ha. Att vid beräkning av ersättningen tillämpa kyv' knv i stället för knv innebär, sedan uppskattning redan verkställts av kyv, ingen räkneteknisk komplikation. (Se nedan under G, sid. 382.)

£ . Korrektion för systematiska fel i gillesombudens skördeuppskattningar. Ersättningsformler

Först betraktas andra grödgrupper än oljeväxter. kgv-ks'v för dessa ligger mellan 0,10 och 0,30, medan de funna värdena på ks'v för oljeväxter ligger högst på nivån 0,33. I en anmärkning till materialet av Professor Erik Åkerberg ligger variationen i detta material, som utvalts bland sorter, som prövats längre tid, sannolikt högre än för de sorter, som numera vanligen förekommer. Med ledning av ovanstående diskussion av oljeväxter borde kgv väljas till c:a 1,35, då den funna variationskoefficienten med ledning av Professor Åkerbergs uttalande torde vara något för hög, synes man ändock böra tills vidare använda värdet ksvjkgv i stället för ksv, eller med andra ord ersätta kgv • ks'v med ks'v. Det bör emellertid noteras att, om efter revision av statistiken med nytt material säkrare värden på ks'v kan erhållas, bör de nya värdena belastas med kgv = 1,35. Här nedan behandlas härav uppkommande konsekvenser för ersättnings- och premieberäkning. I bilaga I (sid. 330 ff) och kapitel 8 (sid. 204 ff) har gjorts vissa jämförelser mellan skördeuppskattningar av gillesombuden och objektivt skattade skördar. Under förutsättning att skördevärdet är normalt fördelat i tiden (m, o) kan riskpremien per arealenhet för en skördeförsäkring med självriskbeloppet per arealenhet ca uppskattas till (l-j-<5')s'^> ( —:) , där s' = -.,w'' = —., v'= . äro direkt från ombuds\w) l+o v l + « uppskattningarna beräknad spridning, variationskoefficient och medelvärde för skördevärdet. Genom införandet av självrisk beräknad icke blott på normskördevärdet utan även på ersättningen kan den mot riskpremien ikPm_x (där v = m

381 oljeväxter undantagits), som beräknas enligt A h ä r ovan med iakttagande av i C angivna regler, svarande ersättningen per arealenhet skrivas: T.*'

ikem-l

= ikvm-\

— ikvm-l

— c iksm-v

(20)

där

i Ä ' - i . aPm beräknas som ikv*m_v ikvm_1 respektive, dock a t t kvv, kvv ersattes kvv(l + ke'v) kvv m e i - i - y ' i _L y r e s P e k t i v e . Enligt tillgängligt jämförelsematerial uppskattas ke'v till 0,08 och kö'v till 0,14 för sockerbetor. För stråsäd är kev av ungefär samma storleksordning som för sockerbetor och för hö h a r m a n anledning antaga a t t kev är större. I brist p å tillräckligt material får m a n tills vidare räkna med ke'v = 0,08, k6'v = 0,14 för alla k och v = 1,2 . . . m — 1. I formel (20) antages det aktuella skördevärdet objektivt bestämt utan systematiska fel. Av skäl, som framgår a v F h ä r nedan, bör beräkningarna för oljeväxter något modifieras. Syftet med dessa modifikationer är en reduktion av den del av självriskbeloppet per arealenhet, som belöper p å oljeväxter. Reduktionen bör utformas så a t t minskningen av självrisken blir större j u större andel av oljeväxter som odlas. Som framgår av diagram L :1 är Rc(oc) approximativt linear funktion a v c i omgivningen av c = 1 Vi sätta med beteckningar enligt sid. 372 och 378: 1& = 1 ~ é - ° c h * T * = 4 ? U * - * S - * * 3 , där kR^ k

m

&

kRc(koc'm); ka'm =

c

*5». Unk9m

der förutsättning a t t kgm icke eliminerats (se ovan) och är > 1, k a n självriskbeloppet per arealenhet , ,, ,.„ uppskattas till

sättas

== kgmks'm rn'

R

c k9m Ä^m

*m-i.m

väl

(i) ^T-

Jes

[ - 1 + kT%>xm_x J och riskpremien Lk9m ' J -i — kX^

• Xm> m_1

I

cfm — l iksm — l i* * iklm iksm

och iks* är definierad i (3). D å är 0 < x < 1, där x = 0 gäller, då oljeväxter saknas, och x = 1, då endast oljeväxter odlas. Beträffande mat- och fabrikspotatis har, som framgår av bilaga D (sid. 278) dessa i huvudundersökningen sammanslagits till en grödgrupp. Genom en specialundersökning har medelskördevärdena för matpotatis och fabrikspotatis var för sig kunnat uppskattas. Med föreliggande material h a r skillnaden i variationskoefficient och korrelationen mellan de båda grödtyperna ej k u n n a t studeras. Om m a n antager a t t ingen skillnad föreligger i variationskoefficient och a t t korrelationskoefficienten är 1, kan först normskördevärdet för potatis beräknas som det med brukningsenhetens arealer vägda medeltalet mellan medelvärdena för de båda sorterna, spridningen genom multiplikation av det vägda normskördevärdet med variationskoefficienten för potatis samt korrelationskoefficienten från huvudundersökningen användas utan omräkning. Modifikationerna för oljeväxter och potatis medför a t t formlerna (5)—(6) bli approximativa. Approximationen k a n förbättras genom uppskattning av avvikelserna.

382 F. Tillämpning av i kapitel 10 diskuterade principer för självrisken

I kapitel 10 (sid. 226) föreslås a t t självriskbeloppet per arealenhet för brukningsenheten i, stratum k väljes lika med ifcs£,, dock lägst c0 och högst cx. Gränserna föreslås vara c0 = 0,15, q = 0,30. I kapitel 10 påpekas att, i syfte a t t underlätta tekniken, kunna dessa regler modifieras. Med hänsyn till skördeskadelånen torde kravet på begränsningen uppåt kunna göras svagare, vilket påpekats här ovan i B. kgv • ks'v är för alla grödgrupper utom oljeväxter sannolikt mindre än 0,30. Någon begränsning uppåt för dessa grödgrupper torde icke komma i fråga. I ovan föreslagna modifikation för oljeväxter har tillsetts a t t självriskbeloppet högst uppgår till ks'm för en kombinerad försäkring med dominerande oljeväxtareal. Modifikationen innebär en korrektion nedåt av självrisken från kgm • ks'm (om faktorn kgm ej eliminerats, se ovan). ks'm är av storleksordningen 0,33 och kgm ks'm av storleksordningen 0,40—0,45. Med hänsyn till den högre risken för oljeväxter synes det icke oskäligt a t t räkna med högre värde än 0,33, då oljeväxterna ej dominera. För brukningsenheter med dominerande oljeväxtareal synes en begränsning till 0,33 vara motiverad. Att cx valts högre än i kapitel 10 kan således utom av skördeskadelånen motiveras av de speciella med oljeväxter förenade riskerna. Beträffande den undre gränsen blir valet av c beroende av hur denna gräns fixeras. På grund av (20) har självrisken utformats dels som 100 px % av normskördevärdet ^ ^ ( l + e'), dels som 100 p 2 % av (1 —p x ) ikv*m (1 + e) — ikv*m. H ä r är px = —.j£ , , / = cw och p2 = „ , .,. (Om c = 1 blir px då av stor+ e) 1 + ö ikvm{l leksordningen 1,06 • w', pz av storleksordningen 0,125, vilket vid en ersättning av 20% av normskördevärdet motsvarar 0,025 av detta. Endast vid mycket specialiserade odlingar (t. ex. enbart fodersäd) kommer 1,06 w' — 1,08 w' a t t understiga 0,13 med 0,01—0,02. Någon anledning att välja högre c än 1 finnes sålunda ej, t v ä r t o m är ett lågt c fördelaktigt med hänsyn till likviditeten. Om det statistiska felet i v* uppskattas till

och provtagningsfelet i v* till 0,0 6, erhålles för w' = 0 , 1 0 \/30 ett medelfel i v*—v av storleksordningen 0,065, detta innebär a t t om självrisken blir 0,13 motsvarar denna ungefär dubbla medelfelet i v* — v. Med hänsyn till den negativa snedheten i fördelningen av v* — v med bivillkoret v* — v >iks^(l +ö') —• en truncated fördelning — är sannolikheten för en avvikelse av dubbla medelfelet i v* — v mycket låg. Med hänsyn till alla dessa synpunkter föreslås att avväga c till 1. G. Arbetsformler

1. Index i tillämpningen Precisionen i beräkning av ifcs£, enligt (2) är beroende på ordningsföljden av grödgrupperna index v. J u mer optimal denna är, desto mindre betyder approximationsfelet i a t t ersätta krlj—i m e d krj,j— v Den optimala anordningen är a t t ge basgrödan v — 1 och anordna de övriga grödgrupperna med hänsyn till a t t v bör vara fallande dels med krlv, dels med kf„. Detta kan vid arbetets detaljutformning k o m m a a t t leda till a t t man måste arbeta med olika v-följder inom olika k, vilket i tillämpningen betyder icke strata utan grupper av strata, s. k. premieenheter, uppkomna genom en delning inom de större grupper, inom vilka utjämning av normskördevärden, spridningar och korrelationskoefficienter blivit verkställd, i syfte a t t erhålla premieenheter, där varje grödgrupp i hela premieenheten är tillordnad endast ett

383 utjämnat värde av var och en av de tre utjämnade parametrarna. I det följande användes även ett annat index / avseende en s. k. ersättningsenhet, varmed avses på samma sätt definierade områden, tillkomna vid utjämning av aktuella skördevärden i samband med en omräkning av mätningsresultat från stickprov. Att man kan komma att ha olika ordningsföljder av v behöver icke inverka på detaljmaterialet eller förberedande beräkningar, då man antingen kan göra den uppdelning av olika grupper av k, som eventuellt måste göras med hänsyn till maskinkapaciteten, likformig med den som avser variationen av ordningsföljden, eller inlägga variationen av ordningsföljden som en programpunkt omedelbart före slutkalkylen. Den omnumrerade följden kallas /. I det följande betecknas matpotatis med v0, fabrikspotatis med v5 och potatis utan fördelning med v5. (Formlerna äro så uppställda, att missförstånd ej behöver uppstå). Oljeväxter kallas här v7, höstsäd v2, vårsäd v3 samt fodersäd, basgrödan, vx, sockerbetor vt, hö v6. Antalet v är 8. (Baljväxter undantagas vid beräkningarna. Betr. normskördevärden för oljeväxter, se kapitel 11, sid. 235.) il, ik avser brukningsenheten i, ersättningsenhet l, respektive premieenheten k, i = l , 2, . . . nk inom k och 1, 2 . . . nz inom l. k = 1,2 ... K, l = 1,2 . . . L. K torde vara c:a 100, K < L < 388. 2. Beteckningar i parameter-formlerna. ks'v, kr'v äro de utjämnade estimaten av spridningen (efter biaskorrektion enligt appendix till bilaga J) och korrelationskoefficienten med basgrödan, för grödgrupp v, premieenheten k. & =

» * &,

^ = *""'' ' ) ~ , där kUv, kvv,

ke'v, kö'v, kÅv

definierats förut, dock avser k premieenheten. (Tills vidare är ke'Vi = kd'V7 = 0 och 0,08, kö'v = 0,14 för övriga värden på v). tÅ. avser en modifikation av aktuella skördevärden vid uppdelning på ersättningsenheter, som behandlas i kapitel 11 (sid. 243). Korrektionsfaktorerna kgv för spridningen äro förut definierade, ke'v =

dock avser k premieenheten, c' = — ; (kgv > 1 för v2, v3 och eventuellt v7, i övrigt k9v7

= 1). Beteckna variationskoefficienten för potatis med kwVi och sätt kw'v = — ^ u , - . /

Sätt vidare kR'c = Rc(k-^\

*

\

-

—30Ar,

'

-

•

+

*

e

*

där Rc, koc*m definierats i A och 30Ar är bias i

\k9m/

riskpremien enligt appendix till bilaga J (sid. 347). 0 är kvoten mellan direktoch totalpremien. Med hänsyn till osäkerheten i de gjorda uppskattningarna inlägges en säkerhetsbelastning (12.3 % av riskpremien) genom att välja kö'v högre än 0,14, förslagsvis till 0,28. Låt / beteckna kvoten mellan ej säkerhetsbelastad och säkerhetsbelastad riskpremie. 3. Parameter-definitioner a) Inom varje k fc£v = kT'v för v = v2. • .v7 klv = tk9vks'v f ö r v = v1...v1 fÖr klv = kK V = V0, Vx . . . V7 kcoVl

= kw'Vi

T$? = l - C '

j^xc = - 6R'C för c = 1 och c = c'. b) Inom varje l ,£, = p\ för v = vQ, V^.. vv Parametrarna äro sålunda 26 för varje k och 8 för varje l. 4. Viktstal ^a,,, ua, d. v. s. arealen besådd med grödgrupp v för v = v0, vx. . . v7 avseende brukningsenheten i av premieenheten k, respektive ersättningsenheten /. 5. Primära hjälptal a) för varje k ikav ' ktv

f Ö F V

= *V V2> V3> V4> *V V7

! aO^'icC»+ *«*'*£« för v = v5 _ \ ikav' kVy

fö r

v

— VV

V

»

ikXv = k£v• ftY, för v = v2,

V

v

V

*> V6» V7

v3...vn

b) för varje / tiZv definieras analogt som ikZv, dock utbytes ika mot ua och fc£ mot £ . Primära hjälptal äro således 20 för varje /c och 7 för varje /. v = v0 förekommer ej längre. 6. Sekundära hjälptal Ordningsföljden i v omordnas, där så är erforderligt, varvid antages att w, kommer sist. Den nya coden kallas /. a) för varje k I ordning efter /: ik$l =

ik^l

ikS? = a f l U + „& + 2ikXj ^/rml

för / = 2, 3 . . . 7

Sätt *Y*{*. T) = (* - T ^ ) *Y7; <A(*, r) - fcf7 JfcY8 (*, r)

W W = » $ + ftYi(l - fcT<*>, fcTP) + 2 ft X 8 (l - kr7s>,fcT7*>)ikS6 Beräkningar för /' = 8 bortfalla helt om ikg7 eliminerats, i vilket fall iA.S£p) = ikS(sE) => = ikSr Allmänt gäller att, om ^ = 0, blir ikSj = ikSj_1. 7 ik^l

=

** ik^v

385 b) för varje l i v=l

Sekundära hjälptal äro sålunda 14 för varje k (om ikg7 eliminerats 8) och 1 för varje l. 7. Direktpremier och ersättningar, om självrisken är lika med variationskoefficienten och franchise ej förekommer. =

ik " 7

kxx ' ik^8

E

n i = ik?* - iiA — ikS*E)> d å detta uttryck > 0 . Om däremot självriskbeloppet sättes lika med 0,8 ikS(8E) och 0,2 lkS(8E) utgör franchisebelopp, ersattes / med 0,8 / och ikP(7d) = 1,38 ^t1 ikS(8p). Om denna försäkring kallas grundförsäkring, erfordras för reduktion av självriskbeloppet till 0,8 #x ikS8E) o c n franchisebeloppet till 0,2 é2 ikS(8E) en total tilläggspremie av: j [l,25 <p (*) — ^ (l-0(d)j

- 1,726 i?;] ikS^

där # = 0,8 #! + 0,2 # 2 8. Summationer över k resp. Z. n*

JU

i=1

i=1

^7d)>

£ * Y , för / = 1, 2 . . . 6,

n*

£ikYa{kXc> kAFy)> där den första summan ger direktpremien och de senare fördelningstalen för avgiftsökningarna på grödor. ni

ni

£aE7,

UUZ7, ZikZ7, d. v. s. summa ersättningar, aktuella skördevärden och norm-

ni

i= 1

i=i

i=i

skördevärden inom ersättningsenhet. n

i

£ikSf]

erhålles ur

i=i n

n

i

i

E

•^ il l f=i

_^

n

z

-^ j/c^7 + -^ il^i i=i i-i

9. Arbetenas utförande Arbetena för framställning av parametrar kan ske på konventionella hålkortsmaskiner medan övriga beräkningar måste ske på elektroniska databehandlingsmaskiner. Dessa frågor har behandlats i ett appendix till denna bilaga. Angående tidsplaneringen av arbetena framhålles att om direktpremierna skola debiteras och avgifterna beräknas på försommaren, måste beräkningen av ikP^ samt summationer inom k ske på sommaren. Av övriga beräkningar kan första och sista termen i aE7 ske på sommaren eller hösten. Gränsdragningen mellan sommaroch höstarbetena kan sålunda ske med viss anpassning till tekniska synpunkter. Det kan emellertid alternativt övervägas, om icke debiteringen av premier bör ske på hösten. Härigenom undvikes ovan behandlade korrektion för prognosen av normpriset. Dessutom kunna tekniska förenklingar vinnas vid bearbetning i ett samman25—708143

386 hang. Vidare kan för brukare, som är berättigad till ersättning, avräkning ske av premien emot ersättningen. Även för brukare, som ej är berättigad till ersättning, kan det vara till fördel att få debiteringen vid tidpunkt då inkomsterna av årets skörd börjar inflyta.

Diagram L:l. Kvoten mellan riskpremien (r) och variationskoefficienten (tv) som funktion av kvoten mellan självrisken (p) och w

A p p e n d i x till bilaga L

A n g å e n d e m e k a n i s k a hjälpmedel för skördeförsäkringen 1.

Uppgifter

För genomförande av skördeförsäkringens administrativa och aktuariella uppgifter erfordras en maskinell apparat. De viktigaste administrativa arbetena äro registerföring, debitering av premier, kontroll av premiebetalning, utbetalning av ersättningar. De aktuariella arbetena omfatta statistiska beräkningar och arbeten för utveckling av den försäkringstekniska metodiken innefattande beräkning av s. k. parametrar för premieberäkningen (se bilaga L: G) samt beräkning av de premier, som direkt skall debiteras varje brukare, av de totala belopp som skola uttagas genom höjning av leveransavgifterna, och slutligen av de belopp, som skola utbetalas som ersättning till varje brukare, som är berättigad härtill. 2. Statistik

och

utredningsuppgifter

Särskilt under en övergångsperiod komma de maskinella resurserna, i den mån de icke utnyttjas för beräkning av premier och ersättningar samt administrativa uppgifter, att kunna till fullo (för alternativ 1 och 2 se 4) utnyttjas för statistik och utredningsuppgifter. Bland annat kan materialet i den retrospektiva huvudundersökningen behöva underkastas fördjupad analys. Analys av nytt statistiskt material, som inkommer från löpande skördeuppskattningar, kvalitetsundersökningar och undersökningar av förluster vid skördens tillvaratagande, kommer att föranleda omfattande arbetsuppgifter. Efter en sådan övergångsperiod, exempelvis 5 år efter det att försäkringen trätt i kraft, kommer arbeten av här avsedd typ sannolikt att kunna standardiseras med minskat utnyttjande av maskinella resurser. I detta sammanhang bör påpekas att, genom den fortskridande utvidgningen av skördemätningar i vidaste mening, som betingas av allmänna statistiska synpunkter (exempelvis att lämna ett mera nyanserat underlag till hushållningssällskapen) samt av skördeförsäkringens behov av mera differentierat material (såväl i avseende på geografiska områden som ock på mått av olika slag av kvantitet och kvalitet biologisk skörd, kvantitet och kvalitet tillvaratagen skörd), uppkommer nya problem angående gränsdragningen mellan de analyser av fältmaterialet, som bör utföras i statistiska centralbyråns regi, och de som ankomma på skördeförsäkringen att verkställa. Sådana problem bör tid efter annan diskuteras med centralbyrån. I vilken utsträckning skördeskadebyrån kommer att behöva utnyttja sina resurser för statistiska arbeten u n d a n d r a r sig allt bedömande för närvarande. 3. Beräkning av premier och ersättningar, administrativa uppgifter Dessa arbeten komma att uppvisa stora växlingar i arbetsbelastning. Den största arbetstoppen kommer att uppstå från tiden då rapporter om adressförändringar och uppgifter om arealerna börja inkomma, till dess att premierna debiterats. Beroende på hur kontrollen av premiebetalningen anordnas kommer arbetsbelastningen att vara stor ända till dess att denna blivit genomförd. En mindre arbetstopp kommer att uppstå under tiden från prisanalysen vid skörden till dess att ersättningarna utbetalats.

388 4. Dimensionering av maskinella resurser Om de maskinella resurserna disponeras med hänsyn till arbetstopparna, kunna dessa maskinella resurser — i den mån de icke erfordras för i 2 behandlade arbeten — ställas till förfogande för jordbruksnämndens övriga avdelningar, ifall man i fråga om arbetets disposition väljer alternativ 1 och 2, vilka förklaras nedan. I alternativ 3 kunna de maskinella resurserna sannolikt icke helt utnyttjas av jordbruksnämnden. Detta alternativ förutsätter sålunda utnyttjande frän utomstående statliga och icke-statliga institutioners sida. (Uttrycket att vissa resurser skola förhyras eller anskaffas av skördeskadebyrån avser icke att taga ställning till maskinsektionens inordnande i jordbruksnämndens organisation. Denna sektion kan antingen komma att ställas under chefaktuarien för skördeförsäkringen eller organiseras som en allmän servicesektion inom jordbruksnämnden och underställas annan befattningshavare inom nämnden.) Alt. 1. Konventionella hålkortsmaskiner förhyras av nämnden. Beräkningar av premier och ersättningar och vissa administrativa uppgifter utföras som servicearbete på Facit E. D. B. (A. B. Åtvidabergs industrier). Alt. 2. Konventionella hålkortsmaskiner se alt. 1. Beräkning av premier och ersättningar utföres som servicearbete på I. B. M. 650 (International Business Machines Svenska A. B.). Alt. 3. Konventionella hålkortsmaskiner se alt. 1. Därutöver förhyres eller anskaffas I. B. M. 650. 5.

Registerföringen Här förutsattes ett vittgående samarbete med B. L. F. Det förutsattes sålunda att B. L. F:s hålkortsregister lägges till grund för försäkringens namn- och adressregister. Härvid torde en maskinell reproducering i första hand komma i fråga. Vidtagande av ändringar och korrektioner under uppläggningen tarva särskild utredning. På dessa områden bör anlitas expertis. Det enskilda försäkringsväsendet har god expertis på hithörande problem. Det förutsattes vidare att försäkringens lokala ombud (oavsett om en bestående organisation kommer att utnyttjas eller skördeförsäkringen anställer egna ombud) lokalt insamla arealuppgifter och införa dessa på s. k. mark-sensing cards jämte jordbrukarenummer och områdescode genom siffermarkeringar och i klartext angiva namn, fastighet, postadress. I namn-adressregistret skola upptagas namn-adress, jordbrukarenummer, områdescode samt även summa areal åker, bete, äng enligt B. L. F:s definition av dessa arealer. Ändringar i dessa uppgifter aviseras B. L. F., liksom även B. L. F . aviserar till dem rapporterade ändringar. I nedanstående kalkyl har den del av kostnaderna, som avser B. L. F.-registret och ombuden, icke medtagits. I alternativ 1 förutsattes avstämning mellan summa areal enligt B. L. F.-uppgifterna och de arealuppgifter, som insändas genom ombuden, med en tolerans av exempelvis 10 %. I detta alternativ böra ombudens uppgifter utom arealer fördelade på grödgrupper även upptaga areal åker, bete, äng ej besådd med försäkrad gröda. 6. Premiedebiteringen och kontroll av inbetalningen Här nedan förutsattes att premiedebiteringen skall ske på sommaren. (I bilaga L (sid. 385) har angivits vissa synpunkter, som tala för en förskjutning till hösten.) Anordningen av här avsedda arbeten kan ske på olika sätt. I det följande ges några synpunkter.

389 De tre sätt som här diskuteras är premiedebitering på hålkort, giroinbetalningskort och/eller listor. På senare år har posten medgivit att giroinbetalningskort fä ha formen av hålkort, utformningen av formuläret för sådana kort måste dock i förväg granskas av postverket. Debitering på hålkort har under något år genomförts vid åtminstone ett större försäkringsbolag. Fördelen vid användning av hålkort är att betalningsmottagaren får hela eller sådan del av kortet, som kan användas för maskinell utplockning av betalade poster, tillbaka som rapport att betalning fullgjorts. Tillräcklig erfarenhet om i vilken utsträckning de av postverket översända ofullständiga korten kunna maskinellt bearbetas torde för närvarande saknas. Det av postverket översända kortet omfattar nämligen ett 40-tal kolumner, IBMmaskiner för bearbetning av sådana kort saknas för närvarande, det är icke uteslutet att IBM kan komma att utexperimentera dylika. Däremot kan korten skäras, exempelvis med en skärmaskin av den typ bokbindare använda, så att 29 kolumner återstå, s. k. stub-cards. Erfarenheterna av försök för ett par år sedan att på detta sätt skära korten före bearbetningen voro dock ej gynnsamma. Stub-cards kunna bearbetas i IBM-maskiner, åtminstone i s. k. collator för utsortering av betalade poster. Förutsättning är dock att korten ej alltför mycket skadats under hantering hos brukaren. (I USA har man stor erfarenhet av hålkort som utbetalningskort. Dessa har i allmänhet visat sig användbara efter insändandet. Utbetalningskorten torde emellertid hos betalningsmottagaren hanteras under betydligt kortare tid.) Om det visar sig att förstörda stub-cards i stor utsträckning förekomma, kan maskinell kontroll med någon nämnvärd arbetsbesparing inte ske. Kontrollen av betalningen får i så fall anordnas som här nedan angives. För att undvika manuell utplockning efter postens talonger kunna vid premiedebitering på postgiro med hålkort eller vanliga giroinbetalningskort följande anordningar vidtagas. För varje ombud upplägges ett lokalt postgirokonto, varvid ombudet erhåller samma nummer som kontot. De insatta medlen disponeras av skördeskadebyrån. Ombudet erhåller avisering om debiteringen i form av en lista upptagande samtliga poster inom området och aviseras från postgirot om verkställda inbetalningar, vilka av ombudet avprickas. Denne skall — efter viss fastställd tid — insända en förteckning över ej betalda poster till byrån samt uppgift om summa inbetalda poster. Centralt kontrolleras att summan av betalda och ej betalda överensstämma med summa debiterade premier och utplockas manuellt ej betalda ur registren för vidtagande av lämpliga kravåtgärder. Alternativt kan ombudet tillställas kopia av namnregistret och ändringar i detta i stället för listor. Eventuellt kan också inbetalningskorten skickas till ombuden dels för uppgörande av lista (eller korrektioner i registerkopia), dels för distribution till brukarna. (Om kontrollen av obetalda icke på detta sätt decentraliseras, måste kort för betalda utplockas manuellt centralt, vilket medför en betydande arbetsbelastning.) Som biprodukt vid maskinell debitering och kontroll av betalningen erhålles maskinellt löpande bokföringsposter, som direkt kunna ingå i bokföringen. (Om betalningen skulle kontrolleras helt manuellt, tillkommer addition av premierna för bokföring i klumpposter.) Vid inbetalningen av premier till postgirot kunna vissa svårigheter uppstå. Om brukaren har eget postgiro, kanske han vill girera beloppet (vilket är kostnadsfritt). I så fall har han att själv ifylla ett gireringskort. Härvid uppstår en risk för felskrivning, sådana fel ha enligt försäkringsbolagens erfarenhet stor frekvens. Felen medföra ofta försening vid kontrollen. Premieinbetalning över skattemyndigheterna medför avsevärda arbetsbesparingar. Härvid behöver endast utfärdas listor, som skall ligga till grund för

390 skatteverkets debitering. I fall vederbörande brukare underlåter erlägga avgiften, vidtar skatteverket i vanlig ordning kravåtgärder. Härefter återstående restantier bör kunna meddelas skördeskadebyrån för manuell utplockning ur registret. Avstämning härav kan ske genom att jämföra saldot mellan summan av alla på listor uppförda poster och summa premierestantier med redovisade premier från skattemyndigheterna. 7. Framställning av debiteringshandlingar med hålkort I de fall, premiedebitering skall ske på hålkort, erfordras reproducering på postgirohålkort och därefter översättning av dessa till klartext. Om alternativ 1 godtages, kommer här avsedd reproducering att avse ett enda register, som kan av en reproducer IBM 519 utföras med en hastighet av 6 000 kort i timmen. För översättning av hålkorten till klartext finnes för närvarande endast en maskin IBM 552 med den lägre hastigheten 3 600 kort i timmen. (En snabbare maskin med hastigheten 6 000 kort/tim. förekommer i USA men har ännu ej introducerats i Europa. Den torde inom de närmaste åren stå till förfogande här.) I alternativ 1 vid debitering på hålkort föreslås förhyrandet av 3 reproducers (med hänsyn till att under framställning av hålkorten för postgiro även andra reproduceringar kan pågå samtidigt) samt två översättare. Här beskrivna arbeten kan då, om antalet försäkrade brukare är 250 000, utföras på teoretiskt ca 3G timmar. I alternativ 2—3 måste premiekorten sorteras på jordbrukarenummer (7 kolumner) och sammansorteras för varje jordbrukarenummer med motsvarande kort i namn-adressregistret. För det disponeras sorterare IBM 083 med en sorteringshastighet per kolumn av 60 000 kort i timmen och Collator IBM 077 med en genomgångshastighet av ca 12 000 kort i timmen. Reproduceringen måste utföras från två kort (premie- och namn-adresskort) och går därigenom långsammare, översättningen blir liksom i alternativ 1. Nedan föreslås för dessa alternativ att två sorterare och två collators förhyras. För reproducering och översättning föreslås samma maskiner som för alternativ 1. Genom att i viss utsträckning sortering, kollning, reproducering och översättning samtidigt kan pågå blir erforderlig framställningstid teoretiskt endast ca 48 timmar. Vid debitering på hålkort bör, om för kontrollen av premiebetalningen listor skola utsändas till ombuden, debiteringarna listas på tabulator med summapunch. För listningen kan flera olika typer användas. Av hänsyn till behovet för olika aktuariella arbeten och med hänsyn till hyreskostnaden föreslås nedan IBM 421 utbyggd till en listhastighet av 9 000 kort i timmen med den ena reproducern som summapunch. Med hänsyn till att summakort skola uttagas för varje ombud blir den effektiva hastigheten något nedsatt. För alternativ 2—3 skulle sålunda utställande av debiteringshandlingar i praktiken kunna genomföras på ca 12 dagar, för alternativ 1 på ca 9 dagar, varvid hänsyn tagits till sortering på ombud och eventuellt postområde. 8. Framställning av debiteringshandlingar på vanliga giroinbetalningskort Om premiedebiteringen sker på tabulator, erfordras endast två reproducers (samt, då i så fall båda reproducers erfordras för översättning av mark-sensing cards och tabulatorn måste utnyttjas för andra ändamål med summastansning, en extra summapunch IBM 523) och en översättare. Med den föreslagna tabulatorn torde man samtidigt kunna utskriva ca 2 000 girokort och lista med summakort per timme (härvid har räknats med tre listrader per girokort). Utskrivning av 250 000 girokort tar då teoretiskt ca 125 timmar. I alternativ 2—3 tillkommer viss tid för sortering och kollning enligt ovan. ökningen torde, då dessa arbeten

391 kunna utföras samtidigt, vara försumbar. Utställandet av debiteringshandlingar torde då ta ca 20 dagar. Om man försummar skillnaden i kostnaden för blanketter för girohålkort och vanliga giroinbetalningskort 1 , skulle genom utskrivning på giroinbetalningskort en reproducer ersättas med en summapunch och en översättare inbesparas. Däremot bör man nog räkna med önskvärdheten av att förse tabulatorn med en s. k. bill feed för frammatning av blanketter. Kostnaden härför är 50 $ i månaden. Som framgår av nedanstående uppställning kommer detta att medföra en besparing av 135 — 85 + 95 — 50 = 95 $ per månad = ca 6 000 kr/år. Hålkortsalternativet medför alltså en minskning av arbetstiden från 20 till 9 respektive 12 dagar för alternativ 1 och 2—3. Å andra sidan torde det vara relativt svårt att utnyttja den extra reproducern och översättaren under den tid då varken debitering eller punching av mark-sensing cards pågår. Då dessutom premiekorten komma att framställas successivt, synes det knappast vara anledning att välja det dyrare alternativet. Vid alternativ 1 kan en av kollatorerna bortfalla oavsett debitering på hålkort eller girokort. Mindrekostnaden blir 100 $ per månad = 6 200 kr/år. 9. Framställning

av

utbetalningskort

I fråga om giroutbetalningar beviljas endast i undantagsfall att utbetalningskort utfärdas i form av hålkort. Det förefaller naturligt att använda samma system för utbetalningar som väljes för debiteringen. Om kontroll av att vederbörande brukare mottagit ersättning erfordras, kan detta ordnas på analogt sätt som kontrollen av premiebetalningen. 10. Kombinerade metoder för debiteringshandlingar och utbetalningskort Viss minskning i arbetstiden för debiteringen kan vinnas med de i 8 föreslagna maskinresurserna, om även reproducers utnyttjas för debitering samtidigt som tabulatorn. Om beståndet uppdelas i två grupper, den ena omfattande 140 000, den andra 110 000 brukare, skulle girokort kunna framställas för den 1 :a gruppen på hålkort på teoretiskt 50 timmar och för den andra gruppen på tabulatorn på teoretiskt 60 timmar, inberäknat arbetstiden för sortering på jordbruksnummer och sammansortering med namn-adresskort (alternativ 2—3). I praktiken kan då hela arbetet med debiteringen för alt. 2—3 utföras på 10 dagar och något kortare tid för alternativ 1. Genom en kombination av båda metoderna för debitering vinnes sålunda ungefär samma arbetstidsförkortning som vid enbart hålkortsdebitering men utan merkostnad. För utbetalning kan då endera eller båda metoderna komina i fråga. 11. Debiteringshandlingar till skatteverket Detta sker genom listning på tabulator 9 000 kort per timme med avdrag med hänsyn till antalet summakort. Om man räknar med att sorteringen på taxeringsdistrikt kan utföras samtidigt med listningen, skulle teoretiskt åtgå ca 40 timmar. I praktiken kan listningen utföras på ca 7 dagar. Maskinresurserna som i 8. 12. Aktnariella

arbeten

Ovan nämnda aktuariella arbeten inklusive framställningen av parametrar för premie- och ersättningsberäkningen ha icke detaljgranskats för detta utkast. Be1 Enkla giroinbetalningskort i löpande bana är obetydligt billigare än hålkort, giroinbetalningskort med flik något dyrare, respektive 73, 90, 112 kronor för 10 000.

392 träffande statistik och utredningsarbete ligger det i sakens natur att under en övergångstid av flera år dessa arbeten bli så skiftande, att de icke kunna förhandsplaneras. Beträffande parameterframställningen är ett arbetsschema så enkelt att utarbeta och inpassa i hålkortssektionens arbete, att det icke har någon vikt i detta utkast. Även om man tillfälligtvis måste komplettera maskinresurserna med servicearbete i något större utsträckning än endast i fråga om beräkningen av premier och ersättningar, torde nedan för alt. 1—2 föreslagna maskinresurser vara fullt tillräckliga både för skördeförsäkringen och för andra arbeten, som kan bli aktuella för jordbruksnämnden i övrigt. För alt. 3 bortfaller servicearbeten. Sektionen kan då åtaga sig arbeten både för nämnden och andra. I alternativ 1—2 förutsattes det, utöver ovan diskuterade maskinresurser, förhyrande av en multiplier IBM 604 med 60 programsteg och kopplingsanordning till tabulator m. m. I alternativ 3 ersattes denna av IBM 650, som h a r väsentligt större möjligheter. 13. Stansning, uppläggning, å jourföring av registren Av stansmaskiner, IBM 026 (med printing device och automatisk tabulatora n o r d n i n g ) , torde löpande behövas två och en kontrollstans, IBM 056 (med motsvarande tabulatoranordning). I allmänhet torde en kontrollstanserska kunna betjäna 1V2 stansmaskin. Under uppläggningen, som i allmänhet icke behandlas i kostnadskalkylen, måste stansresurserna väsentligt utvidgas och, om översättare endast kommer att ingå med ett exemplar i det färdiga systemet, måste under uppläggningen två disponeras, detsamma är fallet med reproducers. Däremot kan maskinparken i övrigt kompletteras successivt. Ändringskort för registren stansas manuellt för maskinell insortering. I de fall att ändringar förekomma, som partiellt påverka kort i registret, kan ändringskortet stansas ofullständigt med ändrade uppgifter och sorteringsuppgifter, medan de gällande maskinellt överföras från maskinellt utsorterat äldre kort. (Detta förutsätter codifiering av ändringstyp i ändringskortet, som anger vilka äldre uppgifter, som skola överföras.) 14. Konventionell

hålkortssektion,

maskinkostnader Alt. 2.

Kontrollstans 056 Stansmaskin 026 Reproducer 5191 Collator 0772 1 Översättare 552 13 rader, 60 typst Sorterare 083 Tabulator 421 D 55, 9000 varv, utbyggd med diverse anordningar t. ex. extra selektorer, program cycle transfer device med 80 positioner, multiple line device, carriage, bill feed, storage Gang summary punch 5231 Multiplier 604 mod. 6 med 60 programsteg, koppl.anordn. t. 421, stansmaskin 5213

Antal *2 "

!

$ per mån. 50 120 220 200 95 220

1 * 2 390

motsvarande ca 149 000 kr/år. 1 I 7 föreslås alternativt att 2 typ 552 samt 3 typ 519 förhyras, den tredje med anordning för summastansning och 523 utgår. 2 I alt. 1 bortfaller 1 av typ 077. 3 I alt. 3 bortfaller typ 604.

393 Denna utrustning är räknad med den variant i maskinresurserna, som angivits i 8. För alternativ 1 blir kostnaden i stället $ 2 290 per månad = ca 143 000 kr/år. För alternativ 3 erhålles en besparing i kostnader för konventionella hålkortsmaskiner med § 650 per månad = ca 40 500 kr/år jämfört med alternativ 2 eller sammanlagt för sådana maskiner ca 109 000 kr/år. 15. Personalkostnader för i Ib angivna maskiner Chefen för sektionen (maskin- och stanspersonal) ansvarar för sektionens arbeten och utövar arbetsledningen. För utförande av skördeförsäkringens arbeten har han att taga instruktioner av skördeförsäkringens chefaktuarie i fråga om aktuariella arbeten och av annan befattningshavare i fråga om administrativa arbeten. Vidare föreslås som egentlig maskinpersonal en förste operatör, som särskilt ansvarar för att maskinens kopplingsboxar äro i överensstämmelse med gällande planer för arbetena och är sektionschefens ställföreträdare. Därutöver föreslås tre biträdande operatörer. Stansningspersonalen skall utföra stansning och kontrollstansning samt har därutöver att vårda registren och biträda vid enklare maskinarbeten. Chefstanserskan utövar arbetsledningen under sektionschefen och ansvarar för stansningsarbetet och registren. Utöver chefstanserskan föreslås 3 stansbiträden. I dagens löneläge vid statliga hålkortsavdelningar ligger sektionschefens lön mellan 18 000 och 24 000 kronor årligen. Om för honom medelvärdet antages ligga vid 21 000 kronor, blir för alternativ 1—2 lönekostnaderna för denna personal: Kr. per år

Sektionschef 1 :e operatör Chefstanserska Biträdande operatörer » stanserskor

21 000 15 000 12 000 40 000 27 000 115 000

I alternativ 3 blir det möjligt att inbespara en biträdande operatör, då multipliern bortfaller. Personalkostnaderna i alt. 3 blir då 105 000 kr/år. 16. Premie- och ersättningsberäkningar Planeringen av premie- och ersättningsberäkningar ha diskuterats med respektive maskinfirmor. Under dessa överläggningar framställdes flera förslag. I alt. 1 har två förslag, alt. 1 a) och b ) , närmare utretts och överslagsmässigt beräknats, i alt. 2 utreddes endast ett förslag. 17. Alt. 1 avsåg servicearbete på Facit EDB. a) Försäkringens namn- och adressregister upplägges från början i två exemplar, varvid det ena erhålles genom reproducering av BLF:s register och det andra genom att dessa hålkort via Facit inläses på magnetband. För ändringar uppläggas årligen hålkort, som via Facit inarbetas i bandregistret på ca 2 timmar för 40 000 ändringar. Bandet utnyttjas vid premieberäkningen för att samtidigt med denna avstämma summan av brukarnas arealer för olika grödgrupper och oförsäkrad areal emot arealuppgifterna åker—bete—äng i RLF-registret (se bilaga G, sid. 327), vilka skulle upptagas i bandregistret. Resultatet av premieberäkningen utläses i hålkort till vilka namn—adress överföras från bandet. Premie, viktstal och en del av de sekundära viktstalen utläsas samtidigt till bandet. Dessa

394 utnyttjas vid ersättningsberäkningen, varvid både ersättning och namn—adress utläses till hålkort, och ersättning jämte vissa sekundära hjälptal utläsas på bandet. Härigenom vinnas betydande fördelar: Utgående kort kunna tjäna dels som underlag för debiterings- resp. utbetalningshandlingar, dels som premie- resp. ersättningsregister för skördeskadebyrån. Härigenom uppstå stora besparingar i arbete både för maskinsektionen och andra sektioner av skördeskadebyrån. Dessa besparingar ha beaktats i ovan meddelade kalkyl för maskinkostnader. Däremot har icke hänsyn tagits till att sektionen kan utnyttjas för andra uppgifter under den inbesparade tiden. Härigenom kunna övriga avdelningar av Jordbruksnämnden få större tillgång till arbetstid. Detta gäller också för aktuella arbetsuppgifter för försäkringen. Sistnämnda besparingar ha icke beaktats i kostnadskalkylen. Utöver avstämningen erbjuder detta alternativ möjligheter till på brukningsenheter och grödgrupper differentierad arealstatistik, vilken kan direkt bearbetas genom inläsning från bandet i Facit. Härigenom kunna sammanställningar och beräkningar av statistiken genomföras snabbt. Speciella utredningar om normskördevärden, variationskoefficienter, korrelationskoefficienter kunna även utföras. Firman säger sig på 10 % när kunna uppskatta den maskintid, som är erforderlig för ovan beskrivna arbeten vid premieberäkningen till 200 timmar. Motsvarande tid för ersättningsberäkningen blir beroende på antal och fördelning av ersättningsberättigade jordbrukare. I genomsnitt kan den uppskattas komma att uppgå till ca 20 timmar. Särskilt kan avtalas att arbetet utföres på för skördeskadebyrån lämpliga tider, även på nattskift. Servicepriset är 360 kronor i timmen för närvarande, vilket motsvarar en totalkostnad av ca 80 000 kronor årligen, vartill skall läggas maskin- och personalkostnader enligt alt. 1 ovan. b) Premie- och ersättningsberäkning utföres på Facit, varvid endast sifferuppgifter upptagas i utgående hålkort. Härigenom bortfalla i a) nämnda arbetsbesparingar för skördeskadebyrån. Arbetet för premieberäkningen på Facit uppskattas på 10 % när taga 50 timmar i anspråk. Med samma uppskattning av tiden för beräkningen av ersättningar blir totalkostnaden för servicearbetet 26 000 kronor årligen, vartill skall läggas ovan för maskinsektionen beräknade kostnader för alt. 2, då i detta fall 2 collators måste användas (se 14). Då i alt. 1 a) full hänsyn till arbetsbesparingen på skördeskadebyrån inte kan tagas, är skillnaden i kostnad i alt. 1 a) och b) säkert avsevärt mindre än 48 000 kronor årligen. Hänsyn till uppläggningskostnader har icke tagits i kalkylen. Programmeringskostnaden torde ej för någotdera alternativet a) eller b) komma att överstiga 15 000 kronor. 18. Alt. 2 avsåg servicearbete på IBM 650, mindre modellen (utan magnetbandutrustning). Utgående hålkort skulle liksom i alt. 1 b) uppta endast sifferuppgifter. Maskinfirman har uppgjort ett s. k. flödesdiagram, som utgör underlag för programmering. Enligt uppgift på 20 % när uppskattade maskintider utgör 200 respektive 60 timmar för premie- och ersättningsberäkningen, arbetstiden kontrakteras för leverans visst datum, i regel tillämpas ej skiftarbete. Nu gällande timpris är 415 kronor per timme, varigenom kostnaden för servicearbetet blir 108 000 kronor. Hänsyn till uppläggningskostnader har icke tagits i kalkylen, dock torde programmeringskostnaden komma att understiga 5 000 kronor. Maskinfirman har erbjudit sig utreda ett annat förslag innebärande att servicearbetet i sin helhet utföres i Paris med IBM 704 under tillsyn av personal både från skördeskadebyrån och från International Business Machines Svenska A. B.

395 Med denna maskin kunde arbetet uppläggas såsom föreslagits under alt. 1 a ) . En viss möjlighet förelåg även att framställa debiterings- och utbetalningshandlingar direkt på 704. Detta innebär emellertid en utökning av antalet typstänger i tryckmaskinen med bokstäver, som inte förekomma i engelsk text. Firmans representant uttalade med bestämdhet, att det vore möjligt att genomföra effektiv kontroll och att stora besparingar både i tid och kostnader skulle uppnås med förslaget. Förslaget har ej närmare utretts. På förfrågan uppgavs att IBM 704 ej kunde förväntas bli disponibel i Stockholm, men att det icke kunde betraktas som uteslutet att International Business Machines Svenska A. B. så småningom skulle disponera den större modellen av IBM 650 med magnetband, vilken i fråga om flexibilitet är intermediär mellan 704 och den mindre 650. 19. Alt. 3 förutsätter anskaffning av eller förhyrande av IBM 650 för alla slags aktuariella arbeten inklusive beräkning av premier och ersättningar. Bruttokostnaderna för denna maskin skulle vid inköp vara 1 150 000 kronor som engångskostnad och 24 000 kronor ärligen för maskinservice på kontrakt med IBM. Om maskinen hyres uppgår årskostnaden till 250 000 kronor. Årskostnaden vid inköp baserad på 5 års avskrivning uppgår till ungefär samma belopp som årsh y r a n samt baserad på 10 års avskrivning 139 000 kronor. Till årskostnaden skall läggas kostnaden för erforderlig personal. Storleken av personalen blir emellertid beroende på arten och omfattningen av de arbeten, som förekomma utöver standardarbetena. Minst 3 och högst 6 programingenjörer komma att erfordras. Om man räknar med 5, torde lönerna med hänsyn till gällande löneläge komma att uppgå till 120 000 kronor. Vidare skall till årskostnaden för maskinen och personal läggas kostnaderna för maskinsektionen enligt alt. 3 enligt ovan. IBM 650 kan endast i begränsad utsträckning utnyttjas för försäkringen, säg under sammanlagt högst en fjärdedel av året. Stora möjligheter föreligga för att mot ersättning utföra arbeten åt andra, statliga eller icke-statliga, uppdragsgivare. IBM:s taxa för sådana uppdrag är som ovan framhållits 415 kronor per timme. Efterfrågan på arbete utfört med sådana maskiner är för närvarande stor och ständigt växande. Sannolikt kan en mycket stor del av tiden under tre fjärdedelar av året mot ersättning ställas till förfogande för andra uppdragsgivare. Om skördeskadebyrån för maskintid debiterar ett pris av 300 kronor per timme och uppdrag skulle erhållas med en arbetstid av endast 700 timmar per år (17V2 arbetsveckor under ordinarie arbetstid) skulle ge ett totalbelopp av 210 000 kronor som bidrag till kostnaderna för maskinen. Nettoårskostnaden för IBM 650 med personal skulle då bli alternativt 160 000 respektive 49 000 kronor, yartill skall läggas årskostnaden för maskinsektionen enligt alt. 3. Då dessa kostnader undersfeg motsvarande kostnader för alt. 2 med ca 40 000 för maskiner och 10 000 kronor för personal samt i alt. 2 även kostnaden för servicearbete med 108 000 tillkommer, blir merkostnaden för alt. 3 vid förhyrning eller vid inköp med 5 års avskrivning obetydlig. Avskrives maskinen på 10 år uppstår en mindrekostnad av 109 000 kronor per år. 20. En

sammanställning

av kostnaderna för alla alternativen framgår av följande tabell.

396 Tusental kronor Alt. 3 Alt. la)

Konventionella maskiner. . . IBM 650

Nettoårskostn.

Alt. Ib)

Alt. 2

115 80

115 26

115 108

372 Inköp Förhyrning

5 års avskr.

10 års avskr.

109 250 225

109 254 225

109 139 225

263 Som ovan framhållits ha besparingarna i alt. 1 a) sannolikt underskattats. Detsamma gäller även bidraget i alt. 3. Med hänsyn härtill är det sannolikt att nettoårskostnaden för alt. 1 a) och alt. 3 vid förhyrning och 5 års avskrivning obetydligt kommer att överstiga 300 000 kronor och för alt. 1 b) obetydligt understiga detta belopp. För alt. 2 blir nettokostnaden 372 000 kronor och för alt. 3 med 10 års avskrivning sannolikt obetydligt högre än 200 000 kronor årligen. Ytterligare en synpunkt bör här framhållas. Om maskinfel skulle uppstå i alt. 3, som försenar utförande av brådskande arbete, kan IBM tillfälligt anlitas för servicearbete med användande av samma program. Ett liknande resultat skulle erhållas för alt. 1, om premie- och ersättningsberäkningarna även programmerades för IBM 650. För en engångskostnad av högst 5 000 kronor skulle i alt. 1 erhållas samma reservförfarande som utan vidare är möjligt i alt. 3. 21. Uppläggningsarbetet har i det föregående endast omnämnts, däremot förekommer ingen kostnadskalkyl. Det förtjänar emellertid att framhållas att detta arbete är mycket omfattande och följaktligen måste igångsättas så snart ske kan sedan beslut om skördeförsäkringens införande fattats. Detta gäller särskilt med hänsyn till att leveranstiderna för IBM-maskiner varierar mellan 12 och 18 månader.

Bilaga

M.

Tabeller, diagram och planscher till kapitel 12

Tabell I—II. bilaga L.

Mått på avkastning

och skördevariabilitet

utan modifikationer

enligt

l a ) Outjämnade normskördevärden och variationskoefficienter i strata. För oljeväxter i tabell I b ) angivna värden för län, för sockerbetor variationskoefficienter med elimination av materialets tidstrend. I b) Outjämnade normskördevärden och variationskoefficienter för oljeväxter i län. I l a ) Utjämnade normskördevärden och variationskoefficienter i utjämningsområden. För oljeväxter uppskattade från i tabell l i b ) angivna värden för särskilda utjämningsområden avseende oljeväxter, för sockerbetor variationskoefficienter, som utjämnats efter elimination av tidstrend. l i b ) Utjämnade normskördevärden och variationskoefficienter för oljeväxter i särskilda utjämningsområden. Tabell III—IV.

Mått på sambandet mellan skördevärden för olika

grödgrupper.

III. Outjämnade korrelationskoefficienter i huvudstrata mellan fodersäd och a) höstsäd b) vårsäd c) potatis d) sockerbetor e) hö. IV. Utjämnade korrelationskoefficienter i utjämningsområden. V. Strata fördelade på premieenheter. De två första siffrorna i beteckningen för premieenhet avse utjämningsområde enligt tabell I l a ) och de två sista utjämningsområde enligt tabell IV. Tabell VI—VIII.

Normskördevärden,

självriskbelopp

och premier.

VI. Normskördevärden (v) i kr/ha, riskpremier i % av normskördevärdet (?) och riskpremier (r) i kr/ha utan korrektion för uppskattningsfel och utan säkerhetsbelastning. Ren försäkring. VII. Normskördevärden (v*) i kr/ha korrigerade för uppskattningsfel vid skördebedömningen, premier enligt metod A (P*A) och B (P*B) i kr/ha med korrektion för uppskattningsfel och säkerhetsbelastning samt självriskbeloppet enligt metod A (s*A) i kr/ha (utan hänsyn till premietillägget till regleringsfonden). Låt eA vara ersättningen enligt metod A i kr/ha och v det aktuella skördevärdet i kr/ha, då är e*A — v* — v — s*A och ersättningen enligt metod B i kr/ha = 0,78 e*A. Kombinerad försäkring baserad på premieenheternas arealfördelning (1951 års arealer). I tabellen beräknas även v*, P*A, P*B och s*A i genomsnitt för hela landet samt motsvarande värden för hela arealen utan och med korrektion för avvikelser i areal-

398 fördelningar mellan brukningsenheter och premieenheter. Av tabellen framgår även samma värden efter korrektion i % av normskördevärdet. Hänsyn är ej tagen till självriskens reduktion vid dominerande areal oljeväxter. V I I I . Premier enligt metod A och B för ren försäkring i genomsnitt för hela landet för fördelning av summa indirektpremier (utan hänsyn till premietillägget till regleringsfonden). Jfr bilaga L : A 3 (10). Diagram M: 1. Riskpremien (r) som funktion av variationskoefficienten (v) dels för olika k-värden (p = kv) under antagande av att skördevärdet är normalt fördelat. Diagrammet innehåller två kurvskaror i dubbellogaritmisk skala. Varje kurva visar r som funktion av v i den ena skaran vid konstant k. De föreslagna premierna ha baserats på kurvan ( = räta linjen) för k = 1,0 för v < 0,33 och på kurvan p = 0,33 för v > 0,33. Diagram M: 2. Residualspridningen för 30 års-riskpremien med avseende på variationskoefficienten. Självrisk 20 %. Kombinerad försäkring. Observerade klassmedelvärden för spridningen inom klasserna (residualspridningen) ha utjämnats med en rät linje. Diagram M: 3—5. Residualspridningen för trendriskpremier med avseende på trendvariationskoefficienten. Självrisk 20 %. Ren försäkring. Trendriskpremien är beräknad med antal skördeår vägda medelvärden av tioårspremierna. Trendvariationskoefficienten är baserad på medelvärden av tioårs-varianserna vägda på samma sätt. Observerade klassmedelvärden för spridningen inom klasserna (residualspridningen) ha utjämnats med en rät linje. M: 3 Höstsäd, M: 4 Vårsäd, M: 5 Sockerbetor. Diagram M: 6—12. Riskpremien i %0 av normskördevärdet. Självrisk 20 %. Ren och kombinerad försäkring. Observerade klassmedelvärden jämte medelfel enligt diagram 2 jämförda med de för normalfördelat skördevärde beräknade riskpremierna. M: 6. Höstsäd, M: 7 Vårsäd, M: 8 Fodersäd, M: 9 Potatis, M: 10 Sockerbetor, M: 11 Hö, M: 12 Kombinerad försäkring. Diagram M: 13—15. Trendriskpremier i %0 av normskördevärdet. Självrisk 20 %. Ren försäkring. Observerade klassmedelvärden jämte medelfel enligt diagram 4 jämförda med de för normalt fördelat skördevärde beräknade riskpremierna. M: 13 Höstsäd, M: 14 Vårsäd, M: 15 Sockerbetor. Plansch M: 16—46. Normskördevärden, variationskoefficienter och korrelationskoefficienter samt premieenheter. Normskördevärden ha sammanvägts med 1951 års arealer och 1955 års priser och korrigerats för sambandet mellan pris och skördeutfall och avse perioden 1922—-1951 för andra grödgrupper än oljeväxter. Normskördevärden för oljeväxter ha sammanvägts med 1950 års arealer och 1955 års priser utan korrektion för prissambandet. Variationskoefficienter och korrelationskoefficienter avse de skördevärden på vilka normskördevärdena baserats. Beteckning för premieenheter se tabell V.

399 Rubricering av planscherna framgår av följande tabell:

Normskördevärden

Variationskoefficienter

Korrelationskoefficienter

Södra Sverige Norra Sverige Södra Sverige Norra Sverige Hela landet Höstsäd Vårsäd Fodersäd Potatis Sockerbetor Hö Oljeväxter

M:16 M:17 M:18 M:19 M:20 M:21

M:22 M: 23 M: 24 M: 25 M: 26 M: 38

M:27 M: 28 M:29 M:30 M:31 M: 32

M:33 M:34 M:35 M: 36 M:37

M:40 M:41 M:42 M:43 M:44

M: 39

Plansch M: 45—46. Indelning i premieenheter. M: 45 södra Sverige, M: 46 norra Sverige.

400 Tabell

la.

Outjämnade

normskördevärden

och variationskoefficienter

(biased)

i strata

Utan modifikationer enligt bilaga L Normskördevärde kr/ha Strat u m 1 Höst- Vår- Fod. Pota- Sock, Hö säd säd tis betor säd

41:4 43:4 44:4 45:1 45:3 41:3 42:1 43:2 45:4 40:4 43:3 45:2 41:2 44:2 44:1 43:1 42:4 41:1 49:3 49:4

m.omr. 1 1 060 1 042 1 016 2 480 2 582 1 159 1 089 1 069 1 670 2 504 1 019 1 109 990 2 120 2 541 1 168 1 077 1 069 2 540 2 520 1 232 1 122 1 102 2 580 2 578 1 099 1 111 960 2 740 2 587 1 092 1 024 965 2 970 2 443 1 097 1 075 1 028 2 870 2 520 1 097 1 047 1 044 2 530 2 500 910 930 849 1 920 2 451 1 134 1 103 1 068 2 870 2 486 1 150 1 109 1 042 2 830 2 503 926 830 842 2 000 2 475 1 000 962 871 2 590 2 400 827 1 012 947 2 330 2 430 1 051 1 019 907 2 820 2 376 911 967 851 3 140 2 352 1 015 916 835 3 460 2 367 795 913 810 3 079 2 092 919 974 844 3 709 2 272

Variationskoefficient Olje- Höst- Vår- Fod.- Pota säd säd tis växt, säd

713 1 165 618 1 165 713 1 165 676 1 165 751 1 165 739 1 165 602 1 165 617 1 165 590 1 165 680 1 165 646 1 165 734 1 165 510 1 165 604 1 165 568 1 165 663 1 165 763 1 165 717 1 165 740 1 165 772 1 165

0,20 0,15 0,15 0,17 0,15 0,17 0,19 0,15 0,13 0,15 0,16 0,17 0,17 0,19 0,15 0,17 0,19 0,19 0,22 0,22

0,16 0,20 0,23 0,20 0,19 0,20 0,20 0,20 0,17 0,19 0,17 0,17 0,18 0,20 0,30 0,13 0,18 0,10 0,11 0,09

0,10 0,12 0,11 0,12 0,10 0,09 0,11 0,10 0,07 0,09 0,12 0,10 0,10 0,13 0,09 0,10 0,10 0,07 0,12 0,09

0,12 0,18 0,15 0,18 0,18 0,08 0,20 0,15 0,14 0,09 0,14 0,20 0,11 0,19 0,19 0,17 0,21 0,12 0,15 0,13

0,11 0,19 0,11 0,13 0,09 0,16 0,11 0,16 0,11 0,18 0,11 0,15 0,11 0,14 0,11 0,17 0,12 0,15 0,14 0,20 0,11 0,14 0,11 0,15 0,12 0,11 0,12 0,14 0,11 0,16 0,15 0,20 0,14 0,21 0,17 0,19 0,20 0,17 0,20 0,23

0,11 0,10 0,13 0,11 0,09 0,10 0,12 0,10 0,13

0,13 0,15 0,09 0,13 0,15 0,10 0,15 0,16 0,22

0,07 0,26 0,16 0,17 0,14 0,38 0,26 0,19 0,24

Utjäm m.omr. 2 947 932 42:2 628 600 37:3 870 829 40:3 947 900 40:2 956 934 42:3 49:2 955 929 734 830 48:3 48:4 746 898 48:1 751 816

869 2 040 2 277 557 2 130 1 930 721 2 900 2 247 821 3 550 2 373 846 2 210 2 238 786 3 312 2 060 705 3 128 2 014 721 3 015 2 220 701 3 056 2 124

491 1 165 510 1 165 681 1 165 642 1 165 583 1 165 664 1 165 690 1 165 636 1 165 593 1 165

0,17 0,15 0,17 0,20 0,18 0,23 0,18 0,21 0,22

0,19 0,19 0,16 0,13 0,16 0,12 0,12 0,11 0,16

Ut jämn. 660 39:3 799 32:2 664 32:1 753 37:1 672 32:3 823 38:3 40: 1(11) 762 593 39:4 693 39:1 716 1 579 2 821 2 889 4 642 1 915 2 33: 3(10) 617 664 32:4 860 47:2 767 46:3

734 1 700 2 528 669 1 800 2 279 598 1 660 2 399 609 1 880 1 939 566 1 710 1 904 754 1 930 2 396 685 1 730 2 206 574 2 110 2 206 690 1 770 2 362 648 3 120 2 051 558 2 330 2 176 707 2 230 2 383 655 1 890 2 218 523 2 520 1 721 707 2 670 2 349 563 2 360 2 477 587 2 720 2 348 733 2 420 2 161 733 3 250 2 035

528 1 165 574 1 165 630 1 165 486 1 165 449 1 165 543 1 165 528 1 165 537 1 165 594 1 165 518 1 165 438 1 165 561 1 165 568 1 165 582 1 165 534 1 165 526 1 165 530 1 165 634 1 165 620 1 165

0,14 0,19 0,18 0,16 0,20 0,16 0,17 0,14 0,14 0,18 0,16 0,14 0,21 0,16 0,18 0,22 0,16 0,17 0,14

0,24 0,13 0,23 0,10 0,25 0,10 0,14 0,12 0,22 0,16 0,37 0,08 0,19 0,13 0,25 0,07 0,23 0,10 0,27 0,10 0,14 0,12 0,20 0,09 0,17 0,08 0,19 0,11 0,15 0,11 0,24 0,21 0,24 0,14 0,16 0,07 0,24 0,11

654 777 637 639 656 844 745 628 742 719 550 779 764 634 857 706 624 824 748

Stratum enligt bilaga G (jfr. sid. 326). Med elimination av materialets tidstrend. 3 Enligt tabell I b angivna värden för län.

2 OljeSock. Hö växt. 3 bet. 2

0,17 0,33 0,16 0,16 0,17 0,17 0,22 0,17 0,26

0,08 0,12 0,23 0,12 0,11 0,22 0,13 0,12 0,30 0,16 0,24 0,20 0,20 0,16 0,19 0,11 0,12 0,19 0,15 0,16 0,14 0,12 0,17 0,09 0,07 0,13 0,17 0,17 0,21 0,23 0,20 0,14 0,16 0,10 0,12 0,19 0,14 0,14 0,18 0,17 0,18 0,21 0,12 0,13 0,16 0,26 0,11 0,29 0,18 0,13 0,21 0,12 0,12 0,15 0,17 0,19 0,21

Siffror inom parentes beteckna län. (jfr. sid. 410).

401 Tabell la

(fortsältning) Variationskoefficient

Normskördevärde kr/ha

Stratum1 Höst- Vår- Fod. Pota- Sock, Hö säd säd säd tis betor 47:1 46:2 37:4 35:2 35:4 38:4 44:3 23:1 37:2 33:2 47:3 46:1 46:4 47:4

Olje- Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock. OljeHö växt. 3 växt. säd säd säd tis bet.2

769 691 589 720 561 709 858 754 547 485 752 646 552

811 748 2 340 2 200 557 1 165 0,16 0,18 0,11 0,14 0,15 0,20 701 628 3 020 2 169 561 1 165 0,15 0,18 0,09 0,17 0,13 0,20 585 556 2 630 2 329 493 1 165 0,16 0,21 0,10 0,13 0,12 0,22 730 659 2 060 2 257 456 1 165 0,16 0,18 0,17 0,15 0,19 0,22 617 513 2 900 725 1 165 0,22 0,29 0,16 0,23 0,25 730 680 4 350 2 401 747 1 165 0,21 0,19 0,12 0,18 0,17 0,29 876 812 2 050 2 219 552 1 165 0,18 0,20 0,13 0,18 0,14 0,19 777 621 4 537 2 135 506 843 0,22 0,16 0,17 0,19 0,15 0,24 528 486 2 460 2 014 472 1 165 0,17 0,16 0,09 0,17 0,28 0,33 487 410 2 190 1 996 278 1 165 0,19 0,18 0,14 0,15 0,29 0,18 794 682 2 290 2 210 469 1 165 0,15 0,27 0,10 0,13 0,12 0,15 623 597 1 580 1 992 521 1 165 0,19 0,45 0,12 0,16 0,14 0,14 641 623 1 960 2 226 419 1 165 0,15 0,37 0,12 0,11 0,11 0,13 Sakilar sti ttistik. Anslutning till denna grupp p. g. a.markbeskaffenhet.

0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,30 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20

Uljåm n.omr. 4 36:2 485 456 477 3 073 36:1 603 609 561 4 078 1 475 38:1 728 689 613 2 510 2 337 50:2 582 614 596 4 221 1 724 25:3 594 618 533 3 703 25: 2(7) 565 597 558 5 015 23:4 672 688 539 2 410 36:3 601 660 544 4 402 24:3 570 588 477 3 871 24:1 570 589 529 3 560 23:3 618 718 542 3 722 23:2 743 718 542 3 777 24:2 642 644 549 3 963 21:3 536 575 452 3 668 35:3 593 580 487 2 660 2 770 36:4 555 591 519 3 561 945 50:1 531 607 506 3 939 21:4 466 530 404 2 990 2 180 21:2 588 624 488 3 866 26:1 615 580 460 3 020 1 494 21:1 608 631 480 4 417 1 694 22:3 636 645 520 2 680 33:4 572 590 488 2 620 2 019 28:2 729 634 542 2 194 2 211 50:4 Sakn ar sta tistik

Utjäm n.omr. 5 670 671 640 529 854 779 653 598 567 611 539 552 630 653 581 523 577 601 571 584

31:4 29:1 29:4 29:3 29:2 26:3 22:4 27:3 22:1 26:2

542 1 508 2 160 449 1 709 2 110 692 2 322 2 150 518 2 063 1 463 431 1 717 2 099 427 1 923 2 199 499 2 470 445 2 964 504 3 642 502 3 451

599 1 165 341 1 165 490 1 165 470 1 165 387 843 428 843 482 843 434 843 380 843 469 843 475 843 450 843 347 843 344 843 448 1 165 388 1 165 364 1 165 462 1 165 425 843 388 1 165 354 843 470 843 396 1 165 528 1 165

0,24 0,22 0,16 0,22 0,23 0,26 0,17 0,22 0,23 0,21 0,19 0,20 0,16 0,21 0,19 0,23 0,19 0,23 0,15 0,19 0,20 0,15 0,23 0,18

0,24 0,20 0,18 0,15 0,17 0,26 0,14 0,19 0,20 0,21 0,11 0.13 0,18 0,21 0,23 0,19 0,19 0,20 0,18 0,18 0,17 0,14 0,38 0,18

0,18 0,17 0,08 0,13 0,14 0,15 0,08 0,19 0,12 0,15 0,10 0,06 0,16 0,16 0,12 0,18 0,09 0,12 0,12 0,15 0,11 0,10 0,24 0,19

0,24 0,17 0,10 0,21 0,21 0,36 0,14 0,17 0,20 0,30 0,19 0,16 0,21 0,21 0,20 0,16 0,17 0,20 0,15 0,28 0,15 0,18 0,28 0,26

498 1 165 555 1 165 627 1 165 464 1 165 523 1 165 466 1 165 332 843 374 1 165 374 843 373 1 165

0,23 0,28 0,17 0,18 0,24 0,25 0,10 0,20 0,20 0,26

0,16 0,25 0,17 0,16 0,31 0,47 0,14 0,22 0,18 0,18

0,18 0,31 0,14 0,20 0,19 0,24 0,16 0,16 0,17 0,15

0,21 0,27 0,15 0,16 0,17 0,22 0,23 0,18 0,21 0,16

Stratum enligt bilaga G. Med elimination av materialets tidstrend. Enligt i tabell I b angivna värden för län. 26—70S143

0,31 0,25 0,13 0,25 0,22 0,26 0,16 0,20 0,18 0,20 0,20 0,36 0,31 0,26 0,27 0,19 0,24 0,28 0,30 0,26 0,20 0,29 0,30 0,37

0,20 0,20 0,20 0,20 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,20 0,20 0,20 0,20 0,30 0,20 0,30 0,30 0,20 0,20

0,13 0,33 0,16 0,34 0,15 0,24 — 0,22 0,12 0,42 0,25 0,36 0,29 0,23 0,25 0,21

0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,30 0,20 0,30 0,20

— 0,11 0,27

— — 0,16 0,11 0,11 0,17 0,16

Siffror inom parentes beteckna län.

402 Tabell

la

Normskördevärde kr/ha Stra1 tum Höst- Vår- Fod. Pota- Sock, säd säd säd tis betor Hö 28:1 26:4 28:3 33:3(8)

661 617 534 439

(fortsättning) Variationskoefficient Olje- Höst- Vår- Fod. Pota växt, säd säd säd tis

Sock bet. 2

Hö

Oljeväxt. 3

0,23 0,33 0,21 0,28

0,20 0,20 0,20 0,20

0,28 0,28 0,24 0,28 0,25 0,25 0,24 0,27

0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,20

565 585 523 529

525 3 180 1 169 488 3 659 449 3 327 454 3 559

320 1 165 315 1 165 389 1 165 388 1 165

0,20 0,25 0,29 0,25

0,23 0,21 0,22 0,24

0,14 0,16 0,15 0,17

0,22 0,26 0,24 0,21

Utjämn.omr. 6 31:3 734 623 31:2 753 666 31:1 809 689 30:1 630 625 30:2 577 535 30:4 609 548 30:3 696 653 27:4 574 627

567 1 545 2 029 612 1 698 2 062 639 1 613 2 118 511 1 428 1 975 490 1 862 2 002 508 1 745 1 956 541 1 500 2 011 471 1 690 2 018

494 1 165 480 1 165 491 1 165 432 1 165 410 1 165 437 1 165 476 1 165 465 1 165

0,21 0,22 0,23 0,19 0,15 0,19 0,21 0,21

0,26 0,23 0,27 0,30 0,21 0,31 0,25 0,26

0,18 0,19 0,19 0,20 0,19 0,19 0,18 0,23

0,21 0,24 0,25 0,18 0,16 0,21 0,24 0,24

Utjämn.omr. 7 19:1 674 647 19:4 634 642 25:1 688 668 25:2(6) 568 628 25:4 575 628 19:2 623 606 17:4 574 557 18:2 565 544 17:1 616 600 17:3 629 672 17:2 646 596 19:3 649 609 22:2 676 651 18:3 598 573 18:1 585 565 15:1 665 619 15:2 680 669 13:4 587 595 15:3 595 570 18:4 556 608

518 3 940 490 3 944 562 3 380 462 3 264 516 3 438 480 2 944 485 3 170 457 3 514 481 3 132 552 2 973 492 3 312 485 3 415 494 4 007 455 3 516 503 3 530 500 3 382 548 3 435 501 4 011 2 281 469 3 217 432 3 149

379 843 361 843 415 843 366 843 376 843 372 843 349 843 384 843 417 843 423 843 390 843 361 843 289 843 373 843 366 843 339 843 344 843 270 1 020 362 843 301 843

0,17 0,17 0,25 0,25 0,23 0,22 0,14 0,15 0,17 0,21 0,20 0,17 0,14 0,18 0,16 0,17 0,16 0,12 0,20 0,19

0,08 0,16 0,28 0,14 0,22 0,19 0,11 0,19 0,14 0,20 0,13 0,15 0,15 0,19 0,14 0,13 0,15 0,11 0,17 0,15

0,08 0,10 0,23 0,11 0,16 0,20 0,08 0,08 0,08 0,17 0,10 0,12 0,14 0,10 0,13 0,10 0,12 0,07 0,12 0,09

0,12 0,15 0,26 0,17 0,46 0,22 0,24 0,22 0,16 0,29 0,18 0,20 0,14 0,14 0,18 0,15 0,21 0,20 0,18 0,28

f 0,17 0,13 0,26 0,19 0,26 0,26 0,13 0,20 0,14 0,20 0,15 0,16 0,16 0,18 0,18 0,16 0,18 0,14 0,14 0,19

0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,22 0,30 0,30

615 2 647 1 776 589 2 306 471 2 928 618 3 366 574 2 888 512 3 110 562 3 692 570 3 167 721 3 684 503 3 349 585 3 041 578 3 866 582 2 941 626 2 624 597 3 690 527 2 897

665 1 165 733 1 165 826 1 165 668 1 165 658 1 165 545 1 020 604 1 165 573 1 020 516 1 020 533 1020 510 1 020 552 1 020 575 1 020 593 1 020 505 1020 476 1020

0,22 0,22 0,23 0,18 0,22 0,25 0,18 0,27 0,26 0,24 0,23 0,28 0,27 0,32 0,24 0,26

0,18 0,10 0,25 0,11 0,09 0,12 0,11 0,19 0,19 0,14 0,18 0,22 0,14 0,26 0,15 0,20

0,13 0,11 0,20 0,15 0,11 0,13 0,09 0,17 0,17 0,15 0,13 0,16 0,14 0,23 0,12 0,14

0,21 0,17 0,19 0,23 0,23 0,34 0,20 0,31 0,34 0,25 0,22 0,29 0,25 0,30 0,27 0,35

0,38 0,17 0,24 0,24 0,22 0,23 0,25 0,18 0,27 0,23 0,26 0,16 0,22 0,31 0,29 0,23 0,25

0,20 0,20 0,20 0,20 0,20 0,22 0,20 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22

Utjån in.omr 48:2 664 51:3 673 51:2(12 ) 831 49:1 675 51:4 690 55:1 771 51:1 596 60:4 859 54:4 977 55:3 677 54:2 799 54:1 764 53:4 893 52:3 766 55:2 775 54:3 796 1

725 749 595 794 743 672 673 756 795 618 697 697 731 780 751 644

Stratum enligt bilaga G. Med elimination av materialets tidstrend. 3 Enligt i tabell I b angivna värden för län.

0,15 0,14 0,14 0,16 0,14 0,13 0,15 0,23

Siffror inom parentes beteckna län.

403 Tabell la Normskördevärde kr/ha Stra1 t u m Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock, säd säd säd tis betor Hö

(fortsättning) Variationskoefficient Olje- Höst- Vår- Fod. Pota- Sock. växt. säd säd säd tis bet. 2 Hö

Oljeväxt. 3

Uljämn.omr. 9 52:4 726 677 52:1 766 717 53:2 726 649 53:1 649 635 55:4 723 653 57:2 798 696 60:3 735 674 61:1 706 611 60:2 746 641 62: 3 521 567 61:4 568 676 60:1 775 677 53:3 747 684 52:2 638 593

527 3 005 556 3 338 559 3 121 524 3 074 512 2 963 578 3 065 2 243 541 3 025 506 3 790 527 3 087 475 3 018 525 2 958 519 3 040 529 3 203 527 2 818

546 1 020 533 1 020 461 1 020 502 1 020 546 1 020 529 843 587 843 415 843 508 843 490 843 396 1 020 471 843 422 1020 453 1020

0,26 0,26 0,25 0,15 0,21 0,24 0,19 0,21 0,20 0,20 0,18 0,21 0,26 0,25

0,20 0,16 0,19 0,13 0,14 0,16 0,15 0,17 0,16 0,13 0,15 0,26 0,22 0,21

0,17 0,19 0,17 0,16 0,12 0,12 0,13 0,10 0,11 0,14 0,15 0,19 0,14 0,15

0,32 0,25 0,30 0,26 0,25 0,31 0,19 0,15 0,26 0,23 0,16 0,36 0,33 0,31

0,21 0,20 0,20 0,14 0,26 0,24 0,20 0,19 0,19 0,17 0,28 0,23 0,24 0,20

0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,22 0,30 0,22 0,22

10 Uljämn.omr 56:3 | 607 551 56: 1(15) 508 469 59:3 543 552 61:3 529 542

416 2 463 392 2 038 429 2 077 456 2 797

320 309 313 210

843 843 843 843

0,25 0,24 0,24 0,22

0,17 0,14 0,28 0,10

0,20 0,14 0,21 0,11

0,28 0,26 0,39 0,17

0,15 0,24 0,21 0,23

0,30 0,30 0,30 0,30

in.omr 11 637 574 736 626 672 595 670 630 618 582 643 580 672 627 580 604

519 2 984 1 556 481 2 701 1 898 474 2 349 489 2 490 430 2 181 518 2 187 528 3 230 454 2 892

398 1 020 420 1 020 456 1 020 484 1 020 483 1020 444 1020 454 1020 439 1020

0,26 0,28 0,30 0,29 0,22 0,21 0,27 0,23

0,23 0,19 0,22 0,26 0,20 0,19 0,31 0,28

0,13 0,13 0,13 0,14 0,16 0,20 0,17 0,17

0,24 0,24 0,35 0,36 0,35 0,28 0,28 0,24

0,26 0,34 0,22 0,26 0,24 0,33 0,25 0,26 0,25 0,20

0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22

Utjåmn.omr. 12 58:4 672 634 66:2 738 667 65:4 790 707 65:3 754 652 66:4 801 746 68:1 780 735 67:4 73b 666 69:4 618 585 69:3 614 608 70:1 631 617 71:1 659 578 70:3 627 651 65:2 742 725 66:3 843 754 71:2 707 615 59: 1 787 730

498 3 264 547 2 577 1 884 530 2 543 1 647 560 2 981 2 123 652 2 754 1 696 566 2 841 1 684 505 2 840 1 852 563 2 203 508 2 711 1 688 512 3 381 2 088 468 3 672 2 263 529 3 772 703 581 3 311 2 089 595 3 392 1 963 529 3 348 1 878 596 3 341

506 843 0,18 590 1 020 0,30 552 1 020 0,32 570 1020 0,22 542 1020 0,30 539 1 020 0,26 502 1020 0,28 493 1 020 0,23 509 1 020 0,23 492 1 020 0,19 505 1020 0,24 481 1 020 0,17 484 1 020 0,27 525 1 020 0,26 477 1020 0,23 503 843 0,20

0,17 0,10 0,25 0,13 0,22 0,15 0,22 0,11

0,27 0,30 0,30 0,26 0,39 0,30 0,20 0,38 0,24 0,21 0,26 0,14 0,26 0,28 0,25 0,18

0,18 0,22 0,32 0,21 0,24 0,31 0,23 0,32 0,25 0,29 0,26 0,27 0,22 0,22 0,27 0,15

0,30 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0.22 0,30

68:4 68:2 67:1 68:3 69:1 69:2 82:3 79: 1

1 Stratum enligt bilaga G. Med elimination av materialets tidstrend. 3 Enligt i tabell I b angivna värden för län. 2

0,21 0,20 0,17 0,21 0,21 0,16 0,20 0,14 0,19 0,17 0,16 0,18

0,15 0,17 0,11 0,25 0,11 0,13 0,18 0,12 0,14 0,11 0,11 0,12

0,24 0,20 0,13 0,31 0,21 0,24 0,14 0,20 0,05 0,65 0,14 0,11

0 Siffror inom parentes beteckna län.

404 Tabell

la

Normskördevärde kr/ha Stratum 1 Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock, Hö säd tis betor säd säd

(fortsättning) Variationskoefficient Olje- Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock. säd säd tis bet. 2 växt. säd

10:2 10:4 10:1 79:3

Utjämn.omr. 13 793 674 760 692 766 717 722 655

557 3 496 554 2 745 2 277 597 3 599 1 702 543 3 740

435 1 020 550 1 020 457 1 020 351 1020

0,33 0,23 0,21 0,26

0,25 0,15 0,15 0,24

0,13 0,11 0,11 0,14

0,36 0,20 0,21 0,25

57:4 59:2 58:3 58:1 57:3 58:2 59:4

Utjämn.omr. 11 669 620 558 541 571 543 600 606 678 516 574 566 544 534

537 2 611 434 2 276 1 895 502 2 624 507 2 359 520 2 654 469 2 444 420 2 447

441 843 455 1 020 390 843 448 843 487 843 432 843 414 843

0,25 0,22 0,27 0,26 0,26 0,24 0,23

0,18 0,25 0,25 0,24 0,23 0,24 0,25

0,13 0,17 0,18 0,16 0,17 0,15 0,19

0,40 0,42 0,39 0,41 0,30 0,38 0,38

15:4 13:2 13:3 10:3

Utjämn.omr. 15 732 658 858 753 763 638 800 750

543 3 342 661 3 388 2 052 571 2 985 1 609 594 3 180

431 843 314 1020 375 1 020 310 1020

0,18 0,20 0,22 0,26

0,14 0,16 0,22 0,16

0,12 0,10 0,10 0,13

Utjämn.omr. 16 730 611 13:1 751 660 28:4 734 620 34:3 573 518 27:2 561 561 27:1

514 3 509 1 770 545 3 566 2 097 510 2 772 1 997 461 2 914 477 3 373

454 1 020 462 1 165 447 1 165 434 1 165 458 1 165

0,24 0,24 0,26 0,16 0,24

0,19 0,20 0,21 0,13 0,13

Utjämn.omr. 17 844 727 876 711 904 785 811 699 944 763 985 894 984 845 990 835 910 789 910 777 8:1

602 3 085 1 215 602 3 082 1 990 645 3 128 1 907 526 3 409 2 044 595 3 826 2 487 711 3 606 1 936 676 3 121 2 051 691 3 043 2 148 644 3 178 653 3 342

474 1 020 457 1 020 461 1 020 496 1 165 457 843 479 1020 517 1020 553 1 020 535 1 020 569 1 020

0,25 0,24 0,20 0,23 0,20 0,26 0,24 0,27 0,22 0,25

Utjämn.omr. 18 11:3 1 140 991 11:4 1 087 955 975 875 12: 2 11:1 1 023 915 985 812 2:4

870 3 315 2 114 823 3 489 2 076 737 3 287 2 067 748 3 366 1 993 654 3 796

558 1 020 611 1 020 538 1 020 561 1 020 512 1 020

Utjämn.omr. 19 863 813 774 749 738 675 828 810

629 3 077 581 3 434 570 3 094 618 3 647

594 1 020 536 1 020 478 1 020 575 1 020

14: 1 14: 2 12:3 34: 1 14:3 12:1 12:4 11:2 14:4

80:1 80:2 80:3 80:4

Stratum enligt bilaga G. Med elimination av materialets tidstrend Enligt i tabell I b angivna värden för län.

OljeHö växt.

0,25 0,08 0,23 0,19 0,22 0,19

0,22 0,22 0,22 0,22

0,17 0,21 0,27 0,16 0,16 0,17 0,15

0,30 0,22 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30

0,19 0,16 0,20 0,25

0,13 0,17 0,24 0,17 0,17 0,17

0,30 0,22 0,22 0,22

0,16 0,14 0,16 0,10 0,14

0,18 0,22 0,29 0,22 0,18

0,24 0,15 0,14 0,27 0,19 0,20

0,22 0,20 0,20 0,20 0,20

0,16 0,18 0,15 0,20 0,23 0,19 0,14 0,18 0,16 0,18

0,14 0,13 0,12 0,12 0,10 0,11 0,14 0,16 0,12 0,13

0,18 0,25 0,17 0,21 0,24 0,13 0,18 0,20 0,16 0,17

0,13 0,18 0,39 0,20 0,17 0,21 0,21 0,22 0,19 0,24 0,19 0,20 0,17 0,21 0,20 0,15

0,22 0,22 0,22 0,20 0,30 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22

0,22 0,22 0,23 0,23 0,20

0,11 0,13 0,13 0,15 0,13

0,08 0,10 0,10 0,11 0,09

0,15 0,13 0,25 0,17 0,15 0,21 0,13 0,15 0,20 0,14 0,14 0,16 0,17 0,13

0,22 0,22 0,22 0,22 0,22

0,33 0,29 0,31 0,27

0,25 0,17 0,22 0,15

0,16 0,11 0,16 0,11

0,20 0,27 0,22 0,27

0,21 0,16 0,12 0,16

0,22 0,22 0,22 0,22

0,21

Siffror inom parentes beteckna län.

405 Tabell la Normskördevärde kr/ha Stratum 1 Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock, Hö säd säd säd tis betor

Olje- Höst- Vår- Fod.- Pota- SockHö växt. säd säd säd tis bet.2

515 1 020 552 1 020 592 1 020 547 1 020

0,32 0,29 0,25 0,21

0,23 0,23 0,24 0,19

0,23 0,19 0,17 0,15

0,42 0,23 0,34 0,29

Utjåm n.omr 20 6:2 903 831 6:4 926 832 5:1 875 790 3:2 908 782 5:3 899 845 7:1 869 769 3:1 875 757 3:3 823 723 6:3 866 819 3:4 853 765 5:4 787 687 789 655 1:3 1:2 910 747 5:2 981 741 1:4 792 670 2:1 786 660 2:2 830 690 1:1 888 762 84:2 836 740 6:1 845 757 4:2 741 541

638 2 991 2 690 636 2 997 2 336 671 3 791 637 2 710 678 3 072 601 2 750 591 2 624 561 2 690 649 2 740 618 3 095 847 566 3 080 500 3 130 634 3 438 629 3 698 543 3 901 548 2 985 542 2 979 614 2 933 566 2 589 588 2 615 505 4 088

487 1 057 457 1 057 584 1 057 483 1 057 496 1 057 515 1 020 499 1 020 452 1 020 451 1 057 447 1 057 483 1 020 459 1 020 496 1 020 443 1 057 400 1 020 448 1 020 452 1 020 507 1 020 480 1 057 459 1 057 493 1057

0,23 0,20 0,18 0,19 0,19 0,26 0,19 0,15 0,23 0,21 0,15 0,23 0,15 0,21 0,17 0,15 0,15 0,19 0,25 0,24 0,24

0,10 0,09 0,15 0,12 0,19 0,12 0,14 0,12 0,10 0,14 0,14 0,23 0,16 0,21 0,16 0,13 0,18 0,14 0,11 0,10 0,25

0,09 0,08 0,11 0,10 0,11 0,14 0,11 0,09 0,10 0,10 0,11 0,22 0,15 0,15 0,17 0,14 0,10 0,11 0,09 0,12 0,20

0,09 0,17 0,24 0,14 0,19 0,16 0,18 0,19 0,16 0,15 0,14 0,21 0,17 0,28 0,30 0,16 0,15 0,14 0,20 0,22 0,18

Utjåm n.omr. 21 9:1 870 787 8:4 915 734 2:3 934 767 7:2 948 750 9:4 865 717 8:2 895 752 8:3 829 720 7:3 806 729 9:2 816 728

617 3 215 615 3 092 602 3 360 623 3 221 607 2 785 618 3 112 587 3 028 589 3 113 613 2 856

539 1 020 556 1 020 541 1 020 515 1 020 499 1 020 536 1 020 520 1 020 509 1 020 506 1 020

0,26 0,24 0,25 0,23 0,26 0,27 0,27 0,26 0,26

0,16 0,19 0,18 0,19 0,20 0,18 0,28 0,16 0,18

0,12 0,14 0,13 0,12 0,16 0,14 0,15 0,12 0,13

Utjåm n.omr. 22 4:3 781 673 4:1 607 633 4:4 746 673 88:4 600 503 87:4 773 502 87:2 758 583 88:2 812 451 87:3 659 567 86:4 605 561

623 3 477 545 2 848 565 3 200 473 3 785 469 2 760 499 2 708 428 3 288 491 2 365 439 3 423

429 1 057 452 1 057 479 1 020 486 1 057 486 645 457 645 402 1 057 463 645 386 645

0,20 0,17 0,18 0,20 0,27 0,25 0,34 0,20 0,17

0,17 0,16 0,16 0,18 0,17 0,15 0,23 0,16 0,24

Sakn ar sta ;istik 660 503 427| 3 082| Sakn ar sta tistik

1 057 | 409 1 020 1 057

0,35

0,33

9:3 81:1

88:1 86:3 88:3

843 722 736 708

Variationskoefficient

662 3 806 608 3 202 617 2 996 599 3 251

81:3 81:4

813 814 835 823

(fortsättning)

Stratum enligt bilaga G. Med elimination av materialets tidstrend. Enligt i tabell I b angivna värden för län.

Oljeväxt.3

0,24 0,24 0,24 0,23

0,22 0,22 0,22 0,22

0,13 0,14 0,18 0,17 0,17 0,19 0,17 0,15 0,15 0,19 0,18 0,28 0,15 0,21 0,21 0,19 0,18 0,14 0,12 0,18 0,18

0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,22 0,22 0,22 0,33 0,33 0,22 0,22 0,22 0,33 0,22 0,22 0,22 0,22 0,33 0,33 0,33

0,18 0,18 0,24 0,14 0,19 0,20 0,18 0,14 0,29

0,13 0,17 0,21 0,15 0,21 0,16 0,16 0,16 0,17

0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22 0,22

0,17 0,17 0,14 0,16 0,14 0,17 0,24 0,18 0,21

0,19 0,20 0,27 0,16 0,25 0,23 0,21 0,37 0,25

0,19 0,33 0,23 0,13 0,17 0,17 0,17 0,17 0,18

0,20

0,28|

| 0,16

0,33 0,33 0,22 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,22 0,33

— —

—

Siffror inom parentes beteckna län.

406 Tabell

la

Normskördevärde kr/ha Stratum 1 Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock. Hö tis betor säd säd säd

Uljäm n.omr. 23 543 575 510 462 574 493 667 513 597 494 683 579 601 478 720 549

86:2 78:3 86:1 85:4 85:3 87:1 85:1 82:1

449 3 009 397 2 937 447 2 820 474 3 047 459 2 583 491 2 470 428 2 822 472 2 906

Olje- Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock. Hö växt. säd säd säd tis bet.8

0,25 0,19 0,18 0,29 0,16 0,27 0,31 0,30

0,16 0,19 0,18 0,21 0,17 0,19 0,30 0,26

0,15 0,17 0,16 0,15 0,18 0,16 0,23 0,17

0,19 0,13 0,21 0,21 0,22 0,32 0,21 0,23

0,21 0,14 0,24 0,20 0,14 0,31 0,29 0,23

Oljeväxt.3

0,22 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,22 0,22 0,22

1 020 1 020

Saknar statistik

79: 4j

Utjäm n.omr. 24 659 569 596 552 574 506 605 504 558 474 657 598 650 528 633 481 652 541

Variationskoefficient

292 1 020 324 645 330 645 318 645 318 645 240 645 263 645 280 1 020

85: 21

79: 21

(fortsättning)

455 3 206 454 3 098 437 2 915 425 3 058 434 3 499 465 3 094 478 3 209 475 3 511 442 2 834

419 420 454 505 400 429 449 448 408

645 645 645 645 645 645 645 645 645

0,27 0,29 0,24 0,26 0,21 0,29 0,20 0,33 0,17

0,17 0,28 0,22 0,17 0,17 0,19 0,21 0,24 0,30

0,13 0,13 0,14 0,13 0,16 0,15 0,17 0,21 0,14

0,16 0,26 0,25 0,19 0,24 0,24 0,21 0,32 0,20

0,20 0,23 0,16 0,20 0,18 0,19 0,23 0,28 0,19

0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33

72:2 559 500 412 2 803 72:4 621 565 434 3 156 73:3 575 500 429 3 009 74:1 558 461 407 2 798 77:2 527 474 420 3 137 74:4 593 485 426 3 013 637 500 430 2 640 56:2 56:1(1' ) 587 505 513 4 916 76:4 574 507 446 3 115 56:4 580 524 456 2 602 539 488 403 2 824 75:1 543 491 416 2 995 75:2 515 498 414 2 853 75:3 494 443 352 2 892 76:2 552 482 399 2 829 77:1 519 463 390 2 998 78:2 582 491 413 2 941 74:3 75:4 536 467 406 2 596 560 431 356 2 137 57:1 77:41 78: il Sakn ar sta tistik

369 417 424 398 361 369 340 403 352 351 355 344 345 351 308 290 317 361 411

645 0,26 645 0,23 645 0,19 645 0,20 645 0,17 645 0,16 843 0,19 843 0,33 645 0,25 843 0,24 645 0,23 645 0,15 645 0,19 645 0,19 645 0,13 645 0,18 645 0,23 645 0,21 843 0,31 645 645 645

0,23 0,19 0,18 0,18 0,19 0,21 0,17 0,39 0,18 0,16 0,15 0,19 0,14 0,18 0,17 0,17 0,18 0,18 0,22

0,18 0,13 0,14 0,13 0,15 0,17 0,17 0,31 0,14 0,12 0,18 0,15 0,12 0,30 0,20 0,15 0,13 0,10 0,20

0,21 0,18 0,24 0,15 0,15 0,16 0,24 0,48 0,20 0,26 0,24 0,18 0,15 0,24 0,16 0,16 0,20 0,30 0,39

0,17 0,17 0,16 0,15 0,15 0,14 0,20 0,26 0,15 0,12 0,18 0,18 0,18 0,15 0,19 0,22 0,19 0,17 0,18

0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,30 0.30 0,33 0,30 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,33 0,30 0,33 0,33 0,33

0,17 0,18 0,16 0,19

0,10 0,12 0,12 0,14

0,23 0,27 0,22 0,31

0,19 0,18 0,17 0,21

0,33 0,33 0,33 0,33

73:1 72:3 72:1 73:4 77:3 73:2 74:2 76:3 76:1

Utjäm n.omr. 25

78: 4} Utjärr n.omr 26 790 725 861 740 844 728 755 653

84:4 84:3 84:1 83:4

574 2 531 571 2 425 567 2 799 511 2 546

424 1057 465 1 057 479 1057 435 1057

Stratum enligt bilaga G. Med elimination av materialets tidstrend. Enligt i tabell I b angivna värden för län.

0,29 0,28 0,27 0,26

Siffror inom parentes beteckna län.

407 Tabell

la

(fortsättning)

Normskördevärde kr/ha Stratum 1 Höst säd

Vår- Fod. Pota Sock säd säd tis betor

Hö

Variationskoefficient Olje- Höst v ä x t säd

Vår- Fod. Pota säd säd tis

Sock, bet. Hö

Oljeväxt. 3

83:2 747 639 512 2 601 83:1 778 630 552 2 940 6: 2(19) 778 729 599 2 202 7:4 843 743 581 2 716 83:3 739 570 497 2 566 81:2 711 550 501 2 587 82:4 663 545 462 3 017 82:2 Saknar statistik

447 1 057 488 1 057 388 1057 411 1 020 398 1057 416 1 057 407 1 020 1 020

0,21 0,26 0,26 0,27 0,22 0,23 0,25

0,22 0,19 0,17 0,17 0,18 0,20 0,25

0,10 0,11 0,12 0,13 0,14 0,17 0,19

0,27 0,19 0,25 0,22 0,28 0,27 0,18

0,16 0,12 0,18 0,18 0,13 0,18 0,16

0,33 0,33 0,33 0,22 0,33 0,33 0,22 0,22

Utjämn.omr. 27 64:2 602 590 70:2 628 604 71:4 686 636 70:4 672 680 65:1 662 644 63:2 586 598 64:4 605 621 64:3 591 562 66:1 863 747 67:3 779 733 67:2 836 748

436 843 418 1 020 426 1 020 428 1 020 492 1 020 499 843 516 843 520 843 572 1 020 551 1 020 544 1020

0,21 0,19 0,19 0,22 0,20 0,15 0,19 0,16 0,30 0,22 0,24

0,13 0,21 0,14 0,14 0,14 0,13 0,15 0,12 0,23 0,17 0,16

0,12 0,09 0,08 0,13 0,09 0,11 0,12 0,10 0,13 0,11 0,11

0,23 0,30 0,26 0,26 0,28 0,16 0,16 0,18 0,30 0,23 0,26

0,15 0,19 0,20 0,18 0,16 0,12 0,16 0,12 0,19 0,25 0,28

0,30 0,22 0,22 0,22 0,20 0,30 0,30 0,30 0,22 0,22 0,22

349 843 390 843 299 843 313 843 356 843 414 843 373 843 364 843 349 843 388 843 609 843 430 843 332 843 334 843 467 843 444 843 455 843 365 843 355 843 254 1 020

0,15 0,13 0,09 0,22 0,23 0,16 0,10 0,24 0,19 0,16 0,12 0,16 0,20 0,16 0,12 0,25 0,20 0,14 0,10 0,22 0,22 0,16 0,12 0,16 0,23 0,14 0,09 0,19 0,21 0,14 0,13 0,26 0,16 0,13 0,14 0,23 0,20 0,17 0,10 0,17 0,20 0,17 0,16 0,38 0,18 0,14 0,11 0,17 0,20 0,13 0,09 0,18 0,18 0,16 0,12 0,22 0,21 0,16 0,10 0,35 0,15 0,13 0,09 0,20 0,21 0,16 0,13 0,18 0,22 0,10 0,12 0,23 0,17 0,16 0,13 0,17 0,20 0,19 0,12 0,22

0,08 0,17 0,09 0,15 0,18 0,17 0,14 0,23 0,20 0,16 0,20 0,12 0,21 0,23 0,24 0,19 0,25 0,23 0,11 0,26

0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,30 0,22

Utjän in.omr 16:1 611 16:2 677 16:3 638 16:4 556 20:1 639 20:2 531 20:3 617 20:4 649 24:4 524 50:3 527 51:2(15 ) 503 61:2 549 62:1 537 62:2 597 62:4 546 63:1 602 63:3 569 63:4 509 64: 1 530 71: 3 606)

495 3 506 524 2 851 516 3 365 1 808 539 2 999 1 958 480 2 916 2 093 508 3 371 485 3 753 454 3 670 589 3 131 1 881 547 3 039 1 797 563 3 365 1 996

0,16 0,16 0,10

0,23 0,20 0,15

606 469 3 485 729 507 3 251 633 516 3 631 593 429 3 158 681 511 3 193 627 480 3 258 652 523 3 605 707 524 3 494 563 452 3 039 596 471 3 266 515 446 2 254 567 477 2 988 619 484 3 315 561 476 3 550 612 480 2 885 592 464 3 285 587 501 3 414 584 468 3 026 555 435 3 444 578 468 3 427

Stratum enligt bilaga G. Med elimination av materialets tidstrend. Enligt i tabell I b angivna värden för län.

Siffror inom parentes beteckna län.

408 Tabell I a

(fortsättning) Variationskoefficient

Normskördevärde kr/ha Stratum 1

Vårsäd

Fodersäd

Potatis

Hö

Höstsäd

Vårsäd

Fodersäd

Potatis

Hö

484 484 442 504 469

3 122 3 615 3 225 3 641 3 317

341 395 337 404 354

0,19

0,23

0,15

0,14 0,19 0,24

0,17 0,32 0,32

0,09 0,20 0,11

0,15 0,30 0,15 0,23 0,13

0,09 0,16 0,21 0,20 0,20

477 489 485 497 545 516 576 509 539

3140 3 077 3 373 3 430 3 458 3 321 3 245 3 018 3 419

460 456 413 456 348 438 437 420 387

0,11 0,21 0,14

0,15 0,28 0,20

0,23 0,18 0,15 0,18

0,20 0,17 0,18

0,12 0,16 0,16 0,24 0,14 0,14 0,13 0,16 0,22

0,15 0,14 0,18 0,30 0,18 0,20 0,16 0,20 0,18

0,12 0,13 0,12 0,18 0,20 0,13 0,12 0,15 0,17

2 759

0,23

0,16

0,33

0,34

0,15

599 576 468 509

3 792 3 675 3 128 3 138

297 337 319 347

0,24 0,20 0,11 0,17

0,16 0,29 0,17 0,17

0,20 0,27 0,11 0,18

826 746

672 579 611 535 632 678 674

3 944 4 237 3 756 4 117 3 735 3 955 3 744

426 411 355 406 403 204 434

0,22 0,23 0,21 0,28 0,24 0,24 0,18

0,23 0,17 0,18 0,21 0,21 0,15 0,16

0,19 0,24 0,24 0,18 0,18 0,25 0,16

Utjämn.omr. 35 1 100 (23) 1 560 520 105

1 608 602

0,18 1 0,12

0,21 1 0,17

0,20 0,12

0,23 0,26 0,30 0,29

0,29 0,23 0,26 0,27

0,33 0,23 0,20 0,30

Höstsäd

Utjämn.omr. 30 638 99 93 (20) 606 96 636 97 566 91 Utjämn.omr. 31 615 89 713 90 663 92 93 (21) 100 (22) 693 600 102 689 104 644 103 108

525 574 490

558 540 555 588 482

Utjämn.omr. 32 Saknar statistil 95 527 445 94 98 (20) Utjämn.omr. 33 93 (23) 107 (22) 440 479 101 471 106 91 (23) Saknar statistil Utjämn.omr. 34 107 (23) 657 107 (24) 118 375 119 98 (23) 702 110 642 109

Utjämn.omr. 36 563 111 596 112 541 113 114 1

•

0,09 0,27

0,23

—

L

536 576 543 516

Stratum enligt bilaga G.

1 3 855 1 450 | 3 352 446

4 406 4 516 4 343 3 943

361 396 366 342

0,17 0,09 0,23 0,18

0,22 0,19

0,17

0,13

0,21 0,20 0,18

0,26

0,14

Siffror inom parentes beteckna län.

409 Tabell la

(fortsättning)

Normskördevärde kr/ha Stratum 1

Höstsäd

Utjämn. omr. 37 115 117 121

Vårsäd

Fodersäd

Potatis

Hö

Höstsäd

4 108 4 506 4 213

456 382 410

0,33

588 578 597

340 683 649

5 673 4 074 4 888

428 498 411

0,11

561 511

4 397 3 859

387 383

Utjämn. omr. 38 116 (25) 123 700 124 Utjämn. omr. 39 116 (24) 372 122 120 Saknar statists 1

Variationskoefficient

Stratum enligt bilaga G.

Vårsäd

Fodersäd

Potatis

Hö

0,33

0,22 0,19 0,20

0,31 0,27 0,26

0,26 0,16 0,21

0,13 0,15

0,27 0,26

0,21 0,19

0,24 0,25

0,15 0,20

0,22 0,20

0,21

Siffror inom parentes beteckna län.

410 Tabell Ib.

Out jämnade normskördevärden och variationskoefficienter oljeväxter i län

för

Utan modifikationer enligt bilaga L Normskördevärde kr/ha

Variationskoefficient (biased)

Län Höstraps

Stockholms (2) Uppsala (3) Södermani. (4) Östergötl. (5) Jönköpings (6) Kronobergs (7) Kalmar (8) Gotlands (9) Blekinge (10) Kristianstads (11) Malmöhus (12) Hallands (13) Göteborg o. Bohus (14) Älvsborgs (15) Skaraborgs (16) Värmlands (17) Örebro (18) Västmanlands (19) Kopparbergs (20) Gävleborgs (21)

Vårraps

Vårraps

VitOljelin senap

Norm- Variaskör- tionsdev. koeff. kr/ha unbias.

0,11

0,14

0,12 0,23

0,13 0,11 0,11 0,09 0,08 0,18 0,13 0,20 0,18 0,19

0,28 0,39 0,23 0,22 0,44 0,47 0,17 0,25 0,32 0,08 0,09 0,19

1 000 1 160 970 1 070 850 900 1 160 1 060 1 360 1 150 1210 1 050

0,24 0,31 0,18 0 17 0,35 0,28 0,19 0,24 0,25 0,16 0,17 0,21

0,15 0,16 0,10 0,19 0,07 0,11

0,21 0,29 0,11 0,63 0,16 0,61

1 130 780 1 000 650 950 980 640 1 030

0,24 0,28 0,23 0,46 0,23 0,34

VitHöstOljelin senap raps

1421 953 1 516 1 188 1488 899 1 524 854 1 237 813 1 236 844 1 264 722 1 253 626 1482 930 1 341 797 1479 919 1 257 868

512 575 428 565 456 345 482 441 658 768 726 589

774 878 744 809 635 336 690 705 933 985 1 038 768

960 773 1 031 815 1 396 964 766 544 967 1 135 1 261 1 034 728 1 225

388 433 566 304 508 379 328

653 627 745 537 884 717 587 825

Olje växter sammansl.

0,27 0,30 0,16 0,17 0,24 0,19 0,47 0,55 0,35

0,32 0,15 0,18 0,06 0,39 0,21 0,16 0,37 0,16 0,15 0,21 0,28 0,17 0,20 0,24 0,15

Då variationskoefficient saknas är osäkerheten i motsvarande normskördevärde stor.

411 Tabell Ila.

Utjämnade normskördevärden och variationskoefficienter utjämningsområden Utan modifikationer enligt bilaga L Södra Sverige

Normskördevärde kr/ha Utj. omr. Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock. Hö tis 1 betor säd säd säd

955 J3 094 2 449 \l 493 747 (3 172

5 610 0 673 7 619 8 763 9 702 10 547 11 654 12 719 13 760 14 599 15 788 16 670 17 916 18 1 042 19 809 20 858 21 875 22 700 23 611 24 620 25 561 26 774 27 683 2S j 576

593 621 612 714 654 529 602 667 687 561 700 594 713 910 757 743 743 565 518 528 488 659 651 608

517 J 3 666 1 885 \ 2 024 495 2 653 1 907 542 1 635 2 021 494 3 434 577 3 137 1 776 529 3 108 423 2 344 487 2 627 1 727 541 3 058 1 797 563 3 395 1 990 484 2 488 1 895 592 3 224 1 831 501 3 227 1 955 635 3 282 1 972 766 3 451 2 063 612 3 322 601 3 096 1 958 608 3 087 496 3 094 452 2 824 452 3 158 417 2 961 539 2 630 518 3 270 1 922 479 3 248

1 1 033 1 022 o 3 4

i

Variationskoefficient (unbiased) Olje- Höst- Vår- Fod.- Pota- Sock växt.3 säd säd säd tis betor5 Hö

Oljeväxt.3

671 1 165 0,18

0,18

0,10

0,16

0,13 0,17

0,20

610 1 165 0,19

0,15

0,11

0,14

0,21

0,20

0,20

\1 556 2 203 536 1 155 0,18

0,23

0,12

0,16

0,16 0,21

0,21

t 1 518 f 3 278

2 165

998 0,21

0,20

0,14

0,21

0,16 0,25

0,25

428 1 119 0,23 461 1 165 0,20 362 852 0,19 596 1 024 0,25 490 944 0,22 288 843 0,24 447 1020 0,26 517 998 0,25 448 1020 0,26 438 868 0,25 357 976 0,22 451 1 136 0,23 500 1 017 0,24 556 1 020 0,22 549 1 020 0,30 480 1 039 0,20 525 1 020 0,26 445 914 0,24 296 781 0,25 437 645 0,26 361 681 0,22 433 1 048 0,26 491 956 0,21 382 852 0.20

0,23 0,27 0,16 0,17 0,18 0,18 0,24 0,19 0,20 0,24 0,17 0,18 0,18 0,13 0,22 0,15 0,19 0,20 0,21 0,22 0,20 0,19 0,16 0,15

0,18 0,20 0,12 0,15 0,15 0,17 0,16 0,14 0,13 0,17 0,11 0,14 0,13 0,10 0,16 0,12 0,14 0,18 0,17 0,15 0,17 0,14 0,11 0,12

0,21 0,17 0,29 0,22 0,16 0,27 0,21 0,18 0,26 0,38 0,24 0,27 0,21 0,28 0,21 0,30 0,24 0,27 0,27 0,21 0,25 0,26 0,14 0,23 0,39 0,21 0,19 0,20 0,17 0,18 0,22 0,14 0,21 0,19 0,21 0,21 0,15 0,15 0,20 0,28 0,20 0,19 0,18 0,20 0,17 0,25 0,19 0,22 0,22 0,23 0,21 0,23 0,18 0,25 0,17 0,24 0,17 0,19 0,22 0,18

0,22 0,20 0,30 0,22 0,30 0,30 0,22 0,23 0,22 0,30 0,24 0,21 0,23 0,22 0,22 0,28 0,22 0,32 0,29 0,33 0,33 0,31 0,25 0,30

Då två värden angivits, avser det första matpotatis, det andra fabrikspotatis. Med elimination av materialets trend. Uppskattade med hänsyn till i tabell lib angivna värden i särskilda utjämningsområden.

Tabell Ila

(fortsättning)

Norra Sverige Variationskoefficient (unbiased)

Normskördevärde kr/ha Utjämn. område

30 31 32 33 34 35 36 37 38 39

Höstsäd

Vårsäd

612 660 561 475 594 520 567

541 545 488 440 786 560 360 547

700 372

Foder- Potatis säd

Hö

3 384 3 276 2 961 3 433 3 927 3 604 4 302 4 276 4 878 4 128

366 424 361 325 377 448 366 416 446 385

477 514 417 538 626 605 543 588 557 536

Höstsäd

Vårsäd

0,19 0,17 0,22 0,18 0,17 0,17 0,20

0,26 0,20 0,20 0,23 0,21 0,13 0,20 0,33

0,11 0,21

Foder- Potatis säd 0,14 0,17 0,17 0,18 0,23 0,15 0,27 0,21 0,14 0,25

Tabell 11b. Utjämnade normskördevärden och variationskoefficienter för oljeväxter i särskilda utjämningsområden Utjämnade Utjämningsområde

1 2 3 4 5

Län

3, 19, 21 17, 20 2, 4, 5, 14, 16, 18 6, 7, 15 8, 9, 10, 11, 12, 13

Normskördevärden kr/ha

Variationskoefficient (unbiased)

1 057 645 1 020 843 1 165

0,33 0,33 0,22 0,30 0,20

0,20 0,19 0,23 0,20 0,19 0,19 0,27 0,28 0,27 0,18

Hö 0,18 0,15 0,18 0,19 0,21 0,16 0,27 0,21 0,20 0,21

413 Tabell Illa.

Outjämnade korrelationskoefjicienter i hiwudstrata för höstsäd

i = huvudstratumnummer i tvetydiga fall försedda med länsnummer inom parentes r = observerad korrelationskoefficient i % r = aritmetiskt medium av r inom indelningsenheter Indelningsenhet: a

b

a

c

e

i

r

i

r

i

r

i

r

i

25 48 23 41 36 21 26 43 38 37 33 32 44 35 47 46 39 45 42 40

73 72 64 62 63 37 71 58 52 66 -03 41 79 66 64 60 61 61 60 60

60 65 61 63 62 16 50 20 17 19 24 28

28 33 09 16 25 39 33 17 38 -10 17 33

75 52 53 54 58 73 82 66 67 68 79 81 80 69 55 59 70 10 71 11 12 14 64 15 49 18 13 51 34 27 31 30 22 29 9

72 56 51 79 56 42 50 71 44 68 65 42 43 53 42 52 40 54 77 53 45 61 56 49 59 50 67 51 72 44 75 64 42 71 49

89 90 92 94 95 96 97 86 88 77 78 74 76 85 87 4 83 72 56 57 5 84 6 2 3 7 1 8

05 35 15 27

119 122 124 121 123 120 116 117 (24) 117 (25) 115 118 98 107 (22) 107 (23) 107 (24) 112 114 110 109 106 108 111 113 100 (22) 100 (23) 104 105 101 103 102 91 (21) 91 (23) 93 (20) 93 (21) 93 (23) 99

F = 58

F == 23

F = 56

—. -06 39 36

— 18

— 18 26 19 03 10 33 01 39 31 28 28 09 26 46 29 32 34

F = 23

r 27

— . . 65

—. .— 78

—. — .— 45

— 88

—. 31 85 55

— 70 80 87

— 51 25 29 -03 60 40

— — —

F == 54

414 Tabell III b. Outjämnade korrelationskoefficienter i huvudstrala för vårsäd i = huvudstratumnummer i tvetydiga fall försedda med länsnummer inom parentes r = observerad korrelationskoefficient i % F = aritmetiskt medium av r inom indelningsenheter Indelningsenhet:

i

r

*65 50 24 19 21 41 38 37 32 33 44 39 40

08 39 10 17 25 29 20 10 08 23 23 39 32

i

r

65 77 76 75 52 53 54 58 66 67 68 73 69 79 80 82 81 9 84 6 7 83 3 5 2 55 60 59 70 10 1 61 71 8 11

62 62 83 59 82 73 72 68 70 71 56 65 75 60 73 55 74 65 58 65 62 52 81 66 71 66 60 65 59 53 64 81 72 84

2 Endast stratum nummer 1. i

i

r

i

r

i

r

12 49 63 64 14 15 62 16 18 13 51 20 25 17 27 34 48 28 23 22 30 31 36 43 26 29 35 47 46 45 42

52 79 44 71 77 75 72 62 86 60 62 63 91 71 56 78 65 61 64 55 68 72 60 56 50 59 48 48 67 48 43

121 122 123 124 120 119 116 117 (24) 117 (25) 98 107 (22) 107 (23) 107 (24) 118 112 114 115 110 109 106 108 111 113 104 105 100 (22) 100 (23) 91 (21) 91 (23) 101 102 103 93 (20) 93 (21) 93 (23)

89 90 92 99 94 95 96 97 4 78 86 88 85 87 72 74 56 57

34 44 45 68 29

F =. 65

F = 22 1

c

b

a

i

»

2, 3, 4.

44 21 77 57 -25 15 43 43 75 -07

F •= 39

— 50 64 36

— 55

— 20 13 49 45 35 29

415 Tabell III c. Outjämnade korrelationskoefficienter

i huvudslrata

för potatis

i = huvudstratumnummer i tvetydiga fall försedda med länsnummer inom parentes r = observerad korrelationskoefficient i % r = aritmetiskt medium av r inom indelningsenheter Indelningsenhet: a i

b

T

i

r

i

r

43 44 45 38 40 41 47 28 29 30 31 11 12 14 34 2 7 8 9 3 6 8 84 32 33 39

05 27 31 33 28 11 13 -29 19 -07 13 64 42 42 27 28 12 10 34 29 -04 -03 02 03 -24

21 22 26 27 17 18 19 23 24 35 36 37 16 20 25 50 61 62 63 64 15 69 70 71 73 77

36 33 18 62 -08 16 44 73 24 34 35 56 32 50 58 31 49 14 -26 -10 -11 40 20 46 19 09

87 4 78 86 88 48 49 51 60 52 53 54 55 56 57 58 59 65 66 67 68 10 13 79 82 1

07 |

i

r

12 14

81 83 72 74 75 76 89 90 92 99

20 41 11 26 39 40 48 25 -06 34 35 27 28 41 17 38 65 27 37 09

124 123 121 120 116

46 08 26

— 42

,— 17 15 12 31 61 56 51 35 09 26 -05 28 22 26 46 10 20 45 27 08 05

93 (20) 93 (21) 93 (23)

110 94 96 97 98 119 91 (23)

i

117 (24) 117 (25)

118 107 (22) 107 (23) 107 (24)

115 112 114 109 106 108 111 113 104 105 100 (22)

103 101 102 91 (21)|

1 F = • 27

Tabell Illd.

Outjämnade korrelationskoefficienter strata för sockerbetor i = huvudstratumnummer r = observerad korrelationskoefficient i % r = aritmetiskt medium av r för alla huvudstrata

i huvud-

i

r

i

r

i

r

42 43 44 45 38 40 41 47

55 29 22 44 -34 -08 28 27

29 30 31 11 12 32 33 39

-06 -20 20 38 46 -08 -11 25

46 23 35 37 70 48 66 10

57 52 46 31 13 36 42 22

r = 23

r

r = 50

64 43 65 30 29 46 57 36 73 83 55 44 53 48 63 56 21 43 08 41 44 52

416 Tabell IIle.

Outjämnade korrelationskoefficienter

i huvudstrata

för hö

i = huvudstratanummer i tvetydiga fall försedda med länsnummer inom parentes r = observerad korrelationskoefficient i % r = aritmetiskt medium av r inom indelningsenheter Indelningsenhet:

i

r

i

'

25 19 23 41 43 30 31 21 26 29 37 32 33 44 47 46 39 45 42 40

61 52 59 42 45 46 60 38 56 40 46 54 50 26 45 44 36 03 40 -06

65 71 70 64 11 8 15 14 62 16 18 13 34 27 17 20 50 28 24 22 48 36 38 35

-03 28 18 34 28 22 26 36 -15 32 28 26 17 08 38 02 28 -26 02 16 -06 -18 09 15

T = 42

F = 14

!

e

d

c

b

a

r

i

86 75 76 77 75 78 85 87 4 83 5 72 82 84 6 57 56 2 3 73 80 52 58 79 81 9 67 7 53 68 69 1 66 10 59 60 55 12 61 63 49 51 54 88

21 41 11 48 -10

111 104 105 100 (22) 103 101 102 91 (21) 92 93 (21) 93 (20) 89 99 90 94 97 95 96

—

•

70 42 -09 35 74 08 48 50 25 31 -01 26 57 24 45 49 27 48 32 65 35 52 20 27 47 58 40 38 49 26 22 51 01 47 43 54 72 — r = 37

i

r

i

36 24 09 -08 -09 24 36 -30 -15 09 27 19 28 05 26 32

— -10

F = 12

r

32 122 124 19 119 46 123 43 121 50 120 — 116 67 117 (24) 23 117 (25) 34 118 38 115 -40 98 47 107 (22) 41 107 (23) -02 107 (24) 59 112 52 114 79 110 20 109 40 106 24 108 45 100 (23) 56 93 (23) 55 91 (23) 64 113 25

F = 39

417 Tabell IV. Utjämnade korrelationskoefficienter i utjämningsområden Utjämningsområde

Höstsäd

Vårsäd

Potatis

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

0,56 0,56 0,56 0,56 0,23 0,23 0,23 0,23 0,23 0,23 0,56 0,56 0,56 0,56

0,22 0,22 0,65 0,65 0,22 0,22 0,65 0,65 0,39 0,39 0,39 0,39 0,39 0,39

0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,27 0,50 0,50

21—708143

Sockerbetor 0,23 0,23 0,23 0,23 0,23 0,23 0,23 0,23 0,23

Hö

Olje växter

0,39 0,14 0,39 0,14 0,39 0,14 0,39 0,14 0,39 0,14 0,14 0,39 0,14 0,39

0,31 0,31 0,31 0,31 0,31 0,31 0,31 0,31 0,31

418 Tabell V. Strata fördelade på premieenheter (pe) pe

pe

tum

pe

tum

tum

pe

pe

tum

tum

1 101 414 444

0 303 472 463

0 603 313 312

0 907 603 611

1 604 131 284

413 404 412 442 441 411

471 462 231 473 461

311 301 302 304 303 274

602 614 601

343 272 271

464 474

0103 453

421 432 454 433 452 431 424 493 494 434 451

0 304 351

0 704 182

0 203 422 423 492 483

484 0 204 481 0 301 393 322 321 371

323 401(11)

394 391 392 344 331 342

214 212 211 334 0 402 381

0 302 383 382 384

222 183 181 151 152 134 153 184

1 009 563 561(15) 1 103 684

682 671 683 691 692 823 791

0 403 253 252(7) 0 705 191 194 1 203 584 234 192 662 233 654 193 232 653 261 664 282 0 708 174 681 171 674 173 0 404 362 694 172 361 693 363 652 0 803 482 353 663 513 364 591 512(13) 223 491 504 1 204 701 514 711 551 0 406 502

243 241 242 501 0 501 333(8)

333(10) 0 503 314

324 374 443 372 332

0 401 213

0 201 373 403 402

0 908 623

1 003 593 0 703 251 252 (6) 1 007 613

352 354

291 294 293 292 263 262 264 0 504 224 273 221 0 508 281 283

511 544 542 541 534 523 552 543 553 0 807 604 0 903 524 521 532 531 554 572 533 522

703 712 1 303 102

104 101 793 1 403 574

592 583 581 582 594 1 409 573

Stra-

Stra-

Stra-

Stra-

Stra-

Stra-

1 703 123 121 124 1 704 141

142 341 143 112 144 1 708 81 1 803 122

pe

tum

pe

Stratum

2 107 23 2 509 722 724 72

73 2 108 84

83 82 2 209 43

41 743 44 571 884 784 874 781 872 774 882 873 2 603 812 864 824 863 822 883 881 2 607 844

1 807 24

2 309 862 783 861 854 853 2 703 661 673 871 672 851

22 11 842 61 13

621 622 624 634

2 704 642 702 714 704 644

3 513 105 3 613 111

3 714 115

117 121

3 814 116(1

3 010 99

123 124

96 97

3 914 116(i

93(20) 91(21) 89 90 92

3 111 93(21) 3 113 100(22) 102 104 103

3 114 108 3 210 94 95

2 706 651

3 212 98(20)

721 2 707 632 773 742 2 804 641 713 2 503 733 751 2 806 244 503 752 753 754 2 807 612

3 312 93(23)

2 409 723 91(23)

3 313 101 3 314 107(22) 106 3 412 119 98(23) 110

631 633

3 414 107(23)

1 503 103 2 009 42 1 504 154 132 133

3 512 100(1

2 507 764 762 771

tur

Norrland

2 403 731 734 732 2 007 62(3) 64 51 2 407 763

pe

3 614 112 113 114 512(15)

3 011 843 841 834 3 013 832 831 3 110 62(19) 74 833

2 303 821 792 794

32 53 71 31 33 63 34 54 12 52 14 21

162 163 164 201 202 203 204

561(14) 564 782

1 804 113 114 111

1 903 801 802 803 804 813 814 93 811

2 808 161

741 772 744 562

Stn

Stratum

pe

2 103 91 94 92

Stratum enli gt bilaga G (jfr. sid, 326)Siffror inom parantes beteckna län (jfr. sid. 41C)•

107(24) 118 109

122 120

419 Tabell VI. Normskördevärden (v) i kr/ha, riskpremier i % av normskördevärdet och riskpremier per arealenhet (r) i kr/ha

(r)

Ren försäkring Utj.omr.

Höstsäd v

Vårsäd

Fodersäd

Potatis

r

r

v

r

r

v

r

r

i 1030 2 840 3 700 4 600 5 610 6 670 7 620 8 760 9 700 10 550 11 650 (B 12 720 .BP 'G 13 760 > 14 600 790 ca 15 16 670 :0 17 920 00 18 1040 19 810 20 860 21 880 22 700 23 610 24 620 25 560 26 770 27 680 28 580

2,1 2,2 2,1 2,4 2,7 2,3 2,2 2,9 2,6 2,8 0,3 2,9 3,0 2,9 2,6 2,7 2,8 2,6 3,4 2,3 3,0 2,8 2,9 3,0 2,6 3,0 2,4 2,3

22 18 15 14 16 15 14 22 18 15 20 21 23 17 21 18 25 27 28 20 26 20 18 19 15 23 16 13

1020 850 700 620 590 620 610 710 650 530 600 670 690 560 700 590 710 910 760 740 740 570 520 530 490 660 650 610

1,8 1,5 2,3 2,0 2,3 2,7 1,6 1,7 1,8 1,8 2,4 1,9 2,0 2,4 1,7 1,8 1,8 1,3 2,2 1,5 1,9 2,0 2,1 2,2 2,0 1,9 1,6 1,5

18 13 16 12 14 17 10 12 12 10 14 13 14 13 12 11 13 12 17 11 14 11 11 12 10 13 10 9

960 750 640 520 500 540 490 580 530 420 490 540 560 480 590 500 640 770 610 600 610 500 450 450 420 540 520 480

0,9 0,9 1,0 1,2 1,5 1,7 1,0 1,3 1,3 1,5 1,4 1,2 1,1 1,5 0,9 1,2 1,1 0,9 1,4 1,0 1,2 1,5 1,5 1,3 1,5 1,2 0,9 1,0

9 7 6 6 8 9 5 8 7 6 7 6 6 7 5 6 7 7 9 6 7 8 7 6 6 6 5 5

'30 31 .BP 32 5 33 > 34 C/3 . 35 « 36 Z 37 38 39

610 660 560 480 590 520 570

2,2 2,0 2,6 2,1 2,0 2,0 2,3

13 13 15 10 12 10 13

540 550 490 440 790 560 360 550

2,6 2,0 2,0 2,3 2,1 1,3 2,0 3,3

14 11 10 10 17 7 7 18

1,3

9 370

2,1

480 510 420 540 630 610 540 590 560 540

1,2 1,5 1,5 1,5 2,0 1,3 2,3 1,8 1,2 2,2

6 8 6 8 13 8 12 11 7 12

v

r

r

^ÖÖO 1,4 2 820 1,2 ^380 1,4 ^500 1,8 2 650 1,8 1 640 1,9 3 430 1,8 3 140 2,2 3 110 2,3 2 340 2,4 2 630 2,6 3 060 2,3 3 400 2,2 2 490 3,4 3 220 1,7 3 230 1,9 3 280 1,6 3 450 1,3 3 320 2,4 3 100 1,6 3 090 1,7 3 090 2,2 2 820 1,9 3 160 2,0 2 960 2,0 2 630 2,2 3 270 2,1 3 250 1,9

37 34 33 63 48 31 62 69 72 56 68 70 75 85 55 61 54 45 79 49 53 68 54 63 59 58 69 62

3 380 3 280 2 960 3 430 3 930 3 600 4 300 4 280 4 880 4 130

57 52 59 58 63 58 99 103 112 62

x

1,7 1,6 2,0 1,7 1,6 1,6 2,3 2,4 2,3 1,5

Mat- och fabrikspotatis sammanslagna. Uppdelning ger samma riskpremie per normskördekrona och i övrigt enligt följande tabell: Matpotatis

Fabrikspotatis

Utj.-omr.

1 2 3 4

v

r

v

r

3 090 3 170 3 280 3 670

43 38 46 66

1 490 1 520 1 560 2 020

21 18 22 36

420 Tabell VI. Normskördevärden (v) kr/ha, riskpremier i % av normskördevärdet och riskpremier per arealenhet (r) i krjha

(r)

Ren försäkring Hö

Sockerbetor utj.-omr.

Olje växter

v

r

r

v

r

r

v

r

r

2 450 2 170 2 200 1 890 1 910 2 020

1,2 1,9 1,4 1,4 1,5 1,4

29 41 31 26 29 28

3,4

1,5 1,7 1,8 2,2 2,5 2,3 1,5 2,1 1,8 1,8 2,3 2,2 2,0 1,6 1,5 1,8 1,9 1,7 1,7 1,5 1,5 1,6 1,9 1,8 1,5 1,5 1,6 1,5

10 10 10 9 11 11 5 13 9 5 10 11 9 7 5 8 10 10 9 7 8 7 6 8 5 6 8 6

1 170 1 170 1 160 1 000 1 120 1 170

1 780

670 610 540 430 430 460 360 600 490 290 450 520 450 440 360 450 500 560 550 480 530 450 300 440 360 430 490 380

2,1 2,1 2,2 2,7 2,3 2,1 3,2 2,3 3,2 3,2 2,3 2,4 2,3 3,2 2,5 2,2 2,4 2,3 2,3 3,0 2,3 3,4 3,1 3,5 3,5 3,3 2,7 3,2

25 25 26 27 26 25 27 25 30 27 23 24 23 28 25 25 24 23 23 31 33 31 24 23 24 35 26 27

30 31 32 "C 33 >• 34 C/3 . 35 36

370 420 360 330 380 450 370

1,5 1,3 1,5 1,6 1,8 1,4 2,3

6 5 5 5 7 6 9

O

420 450 390

1,8 1,7 1,8

8 8 7

"C

>

t/3

g ••O T3 t/i

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28

37 38 39

1 730 1 800 1 990 1 900 1 830 1 960 1 970 2 060

1 920

2,2 1,9 1,3 1,9 1,5 1,3 1,9 1,4

1,5

38 34 26 36 27 25 37 29

850 1070

940 840 1 020 1 000 1 020

870 920 1 140 1020 1 020 1 020 1 040 1 020

910 780 650 680 1050

960 850

421 Tabell VII. Normskördevärden (v*) i krjha korrigerade för uppskattnings fel vid skördebedömningen, premier enligt metod A (P*) och enligt B (P*) i krjha med korrektion för uppskattningsfel och säkerhetsbelastning samt självriskbeloppet enligt metod A (sA) i krjha (utan hänsyn till premietillägget till regleringsfonden). Låt eA vara ersättningen enligt metod A i kr/ha och v det aktuella skördevärdet i kr/ha, då är eA = v* — v — sA och ersättningen enligt B i kr/ha = 0,78 eA. Kombinerad försäkring baserad på premienheternas arealfördelning. (1951 års arealer, se anm. under tabell VIII) Premieenhet 0101 0103 0201

03 04 0301

02 03 04 0401

02 03 04 06 0501

03 04 08 0603 0703

04 05 08 0803

07 0903

07 08 1003

07 09

v*

P%

P*B

S*A

1 250 10,9 1270 10,9

8,6 9,1 7,7 7,8 7,8 7,9 7,0 7.5 7,2 8,1 8,2 7,6 7,5 7,2 9,4 8,2 8,5 7,6 8,3 5,1 4,5 5,0 4,5

117 117 106 105 106 107 96 102 98 111 112 103 102 98 128 111 117 106 110 69 61 69 61 139 156 102 107 102 65 76 64

990 970 1070

9,9 9,8 9,9

960 10,0 940 9,0 890 9,5 830 9,2 740 10,4 850 10,5 710 9,6 700 9,6 690 9,2 610 12,0 740 10,4 590 10,9 620 9,9 770 10,3 570 6,5 550 5,7 570 6,4 570 5,7 790 13,0 10,2 910 14,6 11,4 640 9,6 7,5 670 10,0 7,8 700 9,5 7,4 400 6,1 4,7 480 7,1 5,5 400 6,0 4,7

Premieenhet 1103 1203

04 1303 1403

09 1503

04 1604 1703

04 08 1803

04 07 1903 2007

09 2103

07 08 2209 2303

09 2403

07 09 2503

07 09

v*

P*A

P%

sA

600 670 670 650 550 540 590 590 630 720 710 710 870 910 980 770 690 690 710 740 700 590 490 420 550 570 560 470 480 480

10,3 10,0 10,2

8,0 7,9 8,0 7,4 6,3 6,1 5,3 4,5 6,2 8,3 7,7 7,0 8,3 8,8 8,3 8,5 5,8 6,4 7,0 6,8 6,2 6,5 5,9 5,5 6,6 7,0 6,3 4,9 4,9 4,7

110 178 110 100 86 84 73 62 85 112 106 95 113 116 113 113 79 85 96 92 85 89 78 75 91 95 85 66 66 64

9,3 8,1 7,8 6,8 5,8 7,9 10,5

9,9 8,9 10,5 10,8 10,6 10,6

7,4 8,0 9,0 8,6 7,9 8,3 7,3 7,0 8,5 8,9 8,0 6,2 6,2 6,0

Kr/ha

Hela landet för premieenheter . . . Korrektion för arealfördelningen . Hela landet för brukningsenheter I % av normskördevärdet

Premieenhet 2603

07 2703

04 06 07 2804

06 07 08 3010

11 13 3110

11 13 14 3210

12 3312

13 14 3412

14 3512

13 3613

14 3714 3814 3914

v*

PA

PB

S*A

570 590 640 650 650 690 540 580 560 550 490 480 500 560 590 570 550 460 420 450 510 460 520 560 610 610 550 520 590 610 520

7,1 6,9 5,6 7,8 6,8 9,0 6,4 6,9 7,4 6,6 6,8 7,4 6,9 6,1 6,7 6,5 6,8 6,2 6,5 6,6 6,6 6,8 8,8 9,5 7,8 7,5

5,6 5,4 4,4 6,1 5,3 7,2 5,0 5,4 5,8 5,2 5,3 5,8 5,4 4,7 5,2 5,1 5,3 4,8 5,1 5,1 5,2 5,3 7,1 7,5 6,1 5,8 8,7 9,1 8,5 8,3 7,2

76 74 60 84 73 96 69 74 79 70 73 79 74 65 71 69 73 66 69 70 70 73 94 102 84 80 119 124 116 114 98

11,2 11,6 10,8 10,7

9,2

För hela arealen i milj. kr

v*

P*A

PB

S*A

v*

PA

PB

sA

715,2

8,79 0,79

6,93 0,62

93,9 8,5

2 616

32,2 2,9

25,4 2,3

344 31

715,2

9,58

7,55

102,4

2 616

35,1

27,7

1,34

1,06

14,32 Hela arealen = 3,66 milj. ha

422 Tabell VIII. Premier per ha enligt metod A och B för ren försäkring i genomsnitt för hela landet för fördelning av summa indirektpremier (utan hänsyn till premietillägget till regleringsfonden). Jfr bilaga L:A3 (10)

Höstsäd. . . . "Vårsäd Fodersäd . . Potatis . . . . Sockerbetor Hö Oljeväxter

Premie A

Premie B

25:70 16:10 8:70 66:80 40:20 10:20 28:70

20:10 12 60 6 80 52 20 31 40 8 — 25 60

(1951 års arealer. Vid sammanvägning av premierna för fodersäd har som viktstal använts arealen för fodersäd inklusive arealerna för baljväxter, i viktstalen för sockerbetor har inräknats arealen för foderrotfrukter.)

423 Riskpre%©

or

2S

norm-' skorcfe - %o värdet.

OA -4

O.Ot

0.O3

QcX,

0.oS 004 00 0.090» Ofo

03f> Q&

030 055 Ofttt

Vartafionakoefficient Diagram M:l. Riskpremien

(r) som funktion av variationskoefficienten

(v) dels för olika självrisker

(p) dels för olika k-värden

[k — —} under antagande alt skördevärdet är normalt fördelat

424 Residualspridningen för riskpremien med avseende på varialionskoefficienten Aesi'(/ua/-

XO'/.

Diagram M:2. Spridningen av för stråla observerade riskpremier för samtliga grödor avseende 30 års-perioden 1922—51 i variationsklasser med bredd 0.01. Observationerna utjämnade med en rät linje

$

fttsiauafspricfntnq

foiJriilipremie».

medonkiAiniar

ÉW 7i*ntA*riaftoMtotf* rete* ur A/n*J IO-

O.Of

QIO

O.IS

raj/ a»fot

Mr-

orsvar/onserna

o.tr

Diagram M:3. Spridningen av för strata observerade trendriskpremier* för höstsäd avseende 30 års-perioden 1922—51 i trendvariationsklasser* med bredd 0.01. Observationerna utjämnade med en rät linje

425 Residualspridningen

för riskpremien

med avseende på

variationskoefficienten

Rcsic/ua/%• ar /urmskcr-

Opt an

ems

a«» 0'i

AM

t)v>

Diagram M:4. Spridningen av för strata observerade trendriskpremier* för vårbrödsäd avseende 30 års-perioden 1922—51 i trendvariationsklasser* med bredd 0.01. Observationerna utjämnade med en rät linje

Residuo/-

jr jT^fKVTt^t^onWtK fata JJKrto/JiMJfMfclU ' V+ot

%• av normsk&rctevärdet

fmdmkihmttmiHlIm

ur

4/med'auto/'jJtir

ut.^.ZL-' tO r-arzvori9*s»r*a

Q/O

axo

<UV

Diagram M:5. Spridningen av för strata observerade trendriskpremier* för sockerbetor avseende 30 års-perioden 1922—51 i trendvariationsklasser* med bredd 0.01. Observationerna utjämnade med en råt linje

/r/sAprem/e. /

%o CHS

/tar/nskörc/e -

40 7ecJc£t/i>rJr/ar//?p -• X —

Jr/asS/net/e/isarcte /nar/re/-//}^ /Sr en /nédie/fe/s - ovin'/re/se /ro/? Ar/assmee/e/vor -

'Se/ So

to

a/o

O.ZC

\/oy/a//o/^s/-ae/r/'c/e/f/ 0.30

.

Diagram M:6. Riskpremien i %0 av normskördevärdet för höstsäd vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av variationskoefficienter. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

427 So

40 7ec tejyorx/yr/ha x -

:

/t/osjmecfe/i/örd1*? Aiar4-es-/>>f /ar &jn /necfe/fe/s - ctrv/Jtm/se Ver-

\/ano//oin^öp/j4,c/fi/r/ 0.10 Diagram M:7. Riskpremien

AZo

i %0 av normskördevärdet

O.io

för vårsäd vid självrisk

20 %

Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av variationskoefficienter. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

428 SO /?/\sÅpre/if/'e

/ %. **

normsJcöraeyärt/e/

4* X —

fe/ossmeek marfrer/oy /ran

Asäro^ för

en

A/assmec/e/w

-

Ve/ 30

lo

10 O.io

oxo

l/grSo/c/fs/ve/ficH»/?/ 0.30

Diagram M:8. Riskpremien i %0 av normskördevårdet för fodersäd vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av variationskoefficienter. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

429 SO ./?/sApremie / %o or /w/nsJcStt/evördtt/

4o

—

/aorJeer/of /or en yns</e//e/s - avW/re/se /ro/r JUoxs/fiecfeAsdr--

30 XO

oxo

\/ai7o//of?sAoe/fic/e/j/ Q30

Diagram M:9. Riskpremien i %0 av normskördevärdet för potatis vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av variationskoefficienter. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

so . Sftlxxpre/rtiie r>cm>sJcorc/e. vorvfe/

4oTeo/ren/örJt/ar/ffO X —

:

H/assmeae/vartfe /nor/cer/no for en ajea&/f&is - otrv/fo/se /ron Å/oss me c/e/i/ar We/

to

10 O.IO

l/ortaZ/oiijAoeffic/e/t/ O30

Diagram M:10. Riskpremien i %0 av normskördevärdet för sockerbetor vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av variationskoefficienter. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

431 SO

i %o

ar

väst/e/

4o

30-

10-

\/orfofiO0s6oerffo*en/ 0./6

oxo

0.30 Diagram M:ll. Riskpremien i %0 av normskördevärdet för hö vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av variationskoefficienter. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

432 SO /fts/rpre/n/e. /?orm*rt>txfe. vörcfef

40 7écJcAn/$rJctetr/*to: X —

Jr/assmec/e/isas-cHz /narJrer/nf för «/»

Ve/ 30

10 O.io

o.zo

VariaÅoosAoefficenS Q3o

Diagram M:12. Riskpremien i %, av normskördevärdet för totalgröda vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av variationskoefficienter. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

433 7rene/~ njkprem/e

'

nor/ns/torc/e

-

so

t/a'refc/

4oTecken/önfrÅor/no: x —

A/assmecfe/varJe. nnorAer/no /or en /nec/e/fe/s A ^w/4re/te /ron A/ossme c/e/isar -

x x _

30 .. y/reac/risÅpretnien*

mea an/*/jbon/ear y»f/ meek/ha/ av /O-åapre/tt/ertia. 7reocb»ria//0ntfaef> roten nr c/e/mea'an/a''jJcorJ*ar \zay</<\ met/e/h/e/ av /O-Årsvarianser* A.

„. x

/o

O/O

OZO

e/frce*»* Var/ar/e/ti O.ZO

Diagram M:13. Trendriskpremien* i %0 av normskördevärdet för höstsäd vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av trendvariationskoefficienter*. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats 28—708143

434 TrendSO f/sApremie

'

i /•» av normsJrördevordet

40 TécAen/örtf/orina * —

•

/f/ossmede/irorc/e morJrerS/x} /or en mede//e/sarr/keise /ron Jt/assmede/irår-

'<& 30-

V TrendrisApr&ne/r * /nea1 an/o/'störde ar itäot meoW/o/ Qf /0-o*Kt/m»/nitrno TnencAvriaf/0/fsAoe/'ro/en ur cfe/ med on/o/sAfr dear vöoaa mede/to/er' a* /O - orsvar/o/iserno

10-

7rendyor/a//'onsÅoe/fi'c/en/ 010

0X0

'

030 Diagram M:14. Trendriskpremien* i %0 av normskördevärdet för vårsäd vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av trendvariationskoefficienter*. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

435 Trend-

SO riskpremie?* /

SoO

QV

normskordevordef

4o 7ecJfen/Sr/t/ori/»o: x -

30 A/ass mea/e/vo/t/e mor/rer/ny fo> en met/eZ/e/s aviri/re/je. /ran A/ossmec/e/vår•-

* ' Trendris/rpremien• med onto/ skördeår vao/ /nede/h/ o v 10-årspremierna. IrenJroria/ionfkocf- roten ur det med an/o/ skördeår vägda medelto/ef or 10 - ars varianserna

iO +

10 Trendt/ariafion^kaef/ic/enf 0.30

™

Diagram M:15. Trendriskpremien* i %0 av normskördevärdet för sockerbetor vid självrisk 20 % Observerade medelvärden av riskpremier för strata över perioden 1922—51 inom olika klasser av trendvariationskoefficienter*. För jämförelse har den teoretiska funktionskurvan (grundad på normalfördelad skörd) inritats

436 I S

) under 600 kr/ha 600-699

»

700-799

•«

800-899

"

H

ö/fiA £/•?

"

J/ffermarJrerfnoar Ji/HerA/osserna iefeckna skönke vorden

/ Jrr /ha

Plansch M:16. Hektarskördevärden för höstsäd. Södra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Höstvete och höstråg sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

under

SSOA/pa

• 599 -649 -699 -749 749 Siffermarkeringar iynierhlasserna Leieckna s/cårcfevärden

i

Jcr/Åa

Plansch M:17. Hektar skördevården för vårsäd. Södra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Vårvete och vårråg sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

•

under

^

500-579

500År/Aa "

m

580 - 659

"

ééO-73?

»

• i

oyer

"

åiffermorkeriixfar i ufferÅ/osserna Aefedtna s/cordsVorden

i År /Aa

Plansch M:18. Heklarskördevärden för fodersäd. Södra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Korn, havre och blandsäd sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

under 2500 År/ha

• i

2500-2999

"

3000-3499

"

oyer 3499

"

JiffermarKerinqar / ytfer/r/osserno 6etecAna skänkvorden i

Ar/ha

Plansch M:19. Hektarskördevården för potatis. Södra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Mat- och fabrikspotatis sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

• i

under

/WO kr/ha

J900-

22J9

"

1300-

K99

"

Jif/erma/fer/nyor / /äys/o /(/assen i&feckno varcfen

j/rSrde-

/' Ar/ha

Plansch M:20. Hektarskördevärden för sockerbetor. Södra Sverige Medeltal över perioden 1922—51, varvid 1955 års priser tillämpats, korrigerade för samband mellan pris och skörd

•

under 350 Jer/ho

EM 350-

• i

»

450- 549

>>

550- 649

»

over 649

J/ffermor/ceri/iyor /y/fes A/assesno Se/ecJwo shfafevarcfen

/ /rr //ia

Plansch M:21. Hektarskördevärden för hö. Södra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Hö från odlad jord och naturlig äng sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

442 I ? I uppgifter saknas

W?

tZJ

under 600 Ar/ha

S

éOO-699

»

B

700-7*7

»

åiffermarJrer/noor

i

Jags ra

xJosse/i

be/ecJ-na

^J-örc/e-

värc/en

i

kr/Åa..

\

Plansch M:22. Hektarskördevärden för höstsäd. Norra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Höstvete och höstråg sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

• m

under 550 År/ha 550- 519 »

Plansch M:23. Hektarskördevärden för vårbrödsäd. Norra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Vårvete och vårråg sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

•

under

500kr/fa

E3

500-579

»•

SS

580-65?

"

ééO-739

"

<Siffermar/ter/ngar / /ägs/v Mässen

Se/eckna

varden

/

skörck-

kr /ha

Plansch M:24. Hektarskördevärden för fodersäd. Norra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Korn, havre och blandsäd sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

445 M

2500-im kr/ha 3000-349? " oyer 3S0O "

S/f/érmarAermqor

i

Åjassen Se/ccAna

sAore/e -

varc/en

i

ncfsh

Jrr/tia

Plansch M:25. Hektarskördevärden för potatis. Norra Sverige Medeltal över perioden 1922—51, varvid 1955 års priser tillämpats, korrigerade för samband mellan pris och skörd

•

/c//ho

"

45Ö- 54?

»»

S

M

under 350

&3 350-M9 öiffsrmar/cer/noar

i

Å/assest 6efecÅ/7o

jÅorak -

varc/en

i

/ays/a

Hr/ho

Plansch M:26. Hektarskördevärden för hö. Norra Sverige Medeltal över perioden 1922—51. Hö från odlad jord och naturlig äng sammanvägda med 1955 års priser och 1951 års arealer samt med korrigering för samband mellan pris och skörd

447 I

1 I

1 0/75"^

VanaftonsAoef < 0J7S -»-

am o,*3s£

-*-

< O.tSS

Plansch M:27. Variationskoefficienter för hektarskördcvärden för höstsäd. Södra Sverige Hektarskördevärdena för höstvete och höstråg ha sammanvägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

448 I

I

VorioSionsim ef < 0.175

EE3 O.I75 4

-'-

• i 0,&s £

-"~

< O.ZZ5

Plansch M:28. Variationskoefficienter för hektarskördevården för vårsäd. Södra Sverige Hektarskördevärdena för vårvete och vårråg ha sammanvägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

449 I É3

I

Varia/ionsÅoef O.IIS ^

-'-

< O/ZS" <

Que

Plansch M:29. Variationskoefficienter för hektarskördevärden för fodersäd. Södra Sverige Hektarskördevärdena för korn, havre och blandsäd ha sammanvägts med 1955 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

29—708143

'/ontJtoef < O.I75

QZ35"^

Plansch M:30. Variationskoefficienter för heklarskördevärden för potatis. Södra Sverige Hektarskördevärdena för mat- och fabrikspotatis ha samman vägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

' S

'

VarSartonsAoef < Q us 0.I7S £

HHi Q235 £

-,-

< QJUS

-*-

Plansch M:31. Variationskoefficienter för hektarskördevärden för sockerbetor Vid beräkning av hektarskördevärdena ha 1955 års priser tillämpats, korrigerade för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

452 VariaAansltoef < O.I7S 0./75 £

-"-

0.Z35 <

-"-

< 0.2Sf

Plansch M:32. Variationskoefficienter för hektarskördevärden för hö. Södra Sverige Hektarskördevärdena för hö från odlad jord och naturlig äng ha sammanvägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

453 Plansch M:33. Variationskoefficienter för hektarskördcvärden för höstsäd. Norra Sverige Hektarskördevärdena för höstvete och höstråg ha sammanvägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

454 Plansch M:34. Variationskoefficienter för hektarskördevärden för vårbrödsäd. Norra Sverige Hektarskördevärdena för vårvete och vårråg ha sammanvägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

-

\

VoriafionJtoef <r Ö//J

1=1 0.//5" ^

-"-

H

-»-

3*5 ^

< QHS

Plansch M:35. Variationskoefficienter för hektarskördevärden för fodersäd. Norra Sverige Hektarskördevärdena för korn, havre och blandsäd ha sammanvägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

Plansch M:36. Variationskoefficienter för hektarskördevärden för potatis. Norra Sverige Vid beräkning av hektarskördevärdena ha 1955 års priser tillämpats, korrigerade för samband mellan pris och skörd. Observationstid: 1922—51

457 I * I

Uppaifier

I

Var/a/ionsÅocf < O.J7S

I

0./7S £

-'-

joltnas

<

OMS

Plansch M:37. Variationskoefficienter för hektarskördevärden för hö. Norra Sverige Hektarskördevärdena för hö från odlad jord och naturlig äng ha sammanvägts med 1955 års priser och 1951 års arealer samt korrigerats för samband mellan pris och skörd. Observationstid1922—51

Plansch M:38. Hektarskördevärden för oljevåxter Medeltal över perioden 1941—50. Höstraps, vårraps, vitsenap och oljelin sammanvägda med 1955 års priser och 1950 års arealer över län

459 Plansch M:39. Variationskoefficienter för oljeväxter i % Medeltal av variationskoefficienterna för höstraps, vårraps, vitsenap och oljelin sammanvägda med antal skördeår över län. Observationstid: 1941—50

.

460 Var/e c/r/ee/ m^?resert/&ror «/> oÅser ro/Zons J*r/t frön /.a. j/ro/um /nom *# Auytsak/ra/wn^orifta/ fäZ/onc/e åefec/cntnyar 00//0

Q

/corre/o/tonsJtoef<:0.<>

Plansch M:40. Observerade korrelationskoefficienter mellan hektarskördevärdena för fodersäd och höstsäd. Observationstid: 1922—51

461 Vor/e cirJre/ represen/etor ert oAsertsar'/onjs&rie frön Aa j/ra/ittn /nom eéf Auituctetnattim ,v0ruie/ fö*//ancfe teJec/rn/nyoé

a*0k. O

JSror/&/a//£>*?sÅroef*. 0.4

Plansch M:41. Observerade korrelationskoefficienter mellan hektarskördevårdena för fodersåd och vårsäd. Observationstid: 1922—51

462 Vor/e c/rlre/ re/pnsserr/erar en observe?1 t onsser/^ frön A a. sfrafu/n inom *& Auruofs/roTutn ,1/arvi'cf

fitöa O

Plansch M:42. Observerade korrelationskoefficienter potatis. Observationstid: 1922—51

Ieorre/aJfbnsJcoef<:O.A

mellan hektarskördevårdena

för fodersäd och

/ \ t \ I /

r.^

Var/e ctrAe/ reprejen/eror en oåser i/af/ansser/'e fron /-a ^srrorum tncm eJr At/fuc/s/rGrum^orvid •>//onc/e oefacArn/nqor

9* " Q

Jcorre/aftonsJtoef ^ O.A

A £ l ^ —o—

Plansch M:43. Observerade korrelationskoefficienter sockerbetor. Observationstid: 1922—51

mellan hektarskördevärdena

<ö<

för fodersäd och

464 N

\

o

o/

\\

/

.

I

°\ e l 9 9/

Wk/ye e/r/re/ represen/eror on o/>serisar/'o/xsser/e froir /:o ^rotum inom erff Auvudsrr-arum t \zarvio* /o'//&io'e. 6erecÅrn/nyor

9°% Q

Jéorre/o/ioasJtoef «<OAr

Qéé

—»—

Plansch M:44. Observerade korrelationskoefficienter mellan hektarskördevårdena för fodersåd och hö. Observationstid: 1922—51

*Y J

O a tvé fersfo si/fr ar na sss? méfhåif pj £•&£•'{• or tTffrmjA&rdrvörc'»/} ezh veriafiis.^itiefficianfer, e« ivo J/A/G me/tffici^tthsr.

Plansch M:45.

$0—708143

Indelning

i premieenheter.

Södra

Sverige

3*lo;tmtrjsb*tec.'t>ti.iqar Aci

i

3*M

Ce fyo första siffrorno arse iiu/*Jnin<f pa basis or normskard*vä'r<&n oc// variation .ittoc/ftdenfei; de tvä sista mot svaronds inaleMiag för Jkarr?fcf*GeisAre»ff/ciontar. BoAsfav^imfaKÄ,~u't)fM~ tia använts oi!'premievnhefan är ijapalt tea' pa flera amroJsn.

Plansch M:46.

Indelning

i premieenheter.

Norra Sverige

Bilaga 2

SÄRSKILD UTREDNING OM FRIVILLIG FÖRSÄKRING Carl

Philipson

Innehåll Frivillighet i olika mening 469 Obligatorisk försäkring i utlandet 470 Slutsatser av erfarenheter av allrisk-skördeförsäkring i utlandet 471 Diskussion av två olika metoder för den frivilliga skördeförsäkringens metodik 472 Effekten av en teknik för den frivilliga skördeförsäkringen, som baseras på både försäkrad och oförsäkrad areal 473 Ett exempel på obligatorisk försäkring 473 Exemplet tillämpat på frivillig försäkring 474 Slutsatser av diskussionen av försäkringens teknik 475 Försäkring med minimikrav 476 Utredning om balansen mellan skador och premier vid partiell anslutning.... 477 Täckande av katastrofförluster om försäkringen blir frivillig 478 Administrationen i den frivilliga skördeförsäkringen 481 Sammanfattning 484 Appendix till särskild utredning Ersättningar i förhållande till riskpremieinkomsten vid partiell anslutning, då premieenheten omfattar två ersättningsenheter samt premier och ersättningar beräknas under antagande av full anslutning. 1. Härledning av ersättningar och riskpremier vid obligatorisk anslutning 486 2. D:o vid partiell anslutning 486 3. Numerisk beräkning 487

Särskild u t r e d n i n g o m frivillig försäkring

P å anmodan av skördeskadeutredningen har ett frivilligt alternativ av skördeförsäkringen upptagits till granskning med bortseende från de allm ä n n a synpunkter, vilka framförts i kapitel 5 av den försäkringstekniska utredningen och enligt utredarens mening tala för att skördeförsäkringen bör göras obligatorisk. Frivillighet i olika mening

I kapitel 5 av den försäkringstekniska utredningen (sid. 176 ff) har behandlats de fall av frivillighet som innebär antingen att varje brukare äger fritt avgöra, om han önskar över huvud taget försäkra sin areal, eller att han äger frihet att eventuellt inom vissa gränser välja storleken av den areal, på vilken hans premier och ersättningar skola beräknas, respektive storleken av den försäkringssumma, som skall ligga till grund för beräkningen av hans ersättningar. Denna definition täcker icke den frivillighet som tillämpas i den amerikanska försäkringen. Här stipuleras nämligen, att villkoret för att försäkring över huvud taget skall meddelas i ett visst county är en viss minimianslutning, innebärande att minst ett visst antal jordbrukare inom countyt uppgående till en viss procent av alla brukare inom området skola försäkra sig. Varje ansluten jordbrukare måste härvid anmäla hela den areal, som är besådd med aktuell gröda, i proportion till brukarens »intresse» i skörden. (Partiellt intresse kan förekomma om brukaren antingen arrenderar eller utarrenderar areal samt för s. k. share croppers.) Någon valrätt beträffande försäkringssumman föreligger ej. Eftersom både normskördar och premier grundas på statistik från ett helt county (eller vissa delar av ett county) är såväl föreskrifterna om minimianslutning som skyldigheten att försäkra hela arealen i ett county betingade av tekniken. Dessutom har försäkringsgivaren rätt att avböja försäkring i områden, som bedömas som dåliga risker [(15), bil. A, sid. 263]. I det följande avses med frivillig försäkring att anslutningen är helt frivillig eller att försäkringstagaren fritt får välja storleken av sitt försäkringsskydd (genom val av försäkringssumma respektive areal). Den frivilliga försäkringen i denna mening ställes emot försäkring, där visserligen tvång till anslutning inte föreligger, men där anslutning endast beviljas i den mån den totala anslutningen i visst område uppfyller vissa minimikrav.

470 Obligatorisk skördeförsäkring i utlandet

Enligt Åstrand [bil. A (16)] har skördeförsäkring ej diskuterats i Västtyskland och England. Enligt Rommel [bil. A (12)] förekommer obligatorisk hagelförsäkring i vissa kantoner av Schweiz. Vid tiden för andra världskrigets början förekom sådan försäkring obligatoriskt i Serbien, Jugoslavien, Bulgarien, Polen, Nord- och Syd-Dakota. Ett privat belgiskt bolag har i Belgiska Kongo gjort vissa försök med skördeförsäkring. I Frankrike förekommer ingen skördeförsäkring, men lagstiftningen ger vissa möjligheter till statligt stöd åt en sådan försäkring. Union des Caisses Centrales de la Mutalité Agricole har gjort vissa studier i frågan och bl. a. (på förfrågan av svenska lantbruksattachén) uttalat, att »en försäkring mot katastrofskador kan icke bli fullständigt effektiv annat än genom obligatoriskt deltagande från alla jordbrukare. Endast en sådan obligatorisk försäkring k a n bära riskerna och täcka kostnaderna vid låga insatser från medlemmarna. Naturligtvis kan villkoren utformas på olika sätt, men försäkring mot katastrof skador är inte genomförbar annat än på obligatorisk basis» (cit. efter Åstrand a. a.). Enligt Åstrand skulle i Schweiz förekomma en »genom frivilliga tillskott åstadkommen fond för ersättning av skador genom naturkatastrofer». Enligt Rommel ha kantonala stödfonder för naturkatastrofer förekommit sedan 1700-talet. Under 1900-talet ha därur bildats försäkringskassor. I fyra olika kantoner existerar sålunda en försäkring för naturkatastrofer, som även omfattar skördeförsäkring på grund av sådana katastrofer, däremot icke skador beroende på djur och växter, ej heller hagel. Denna försäkring är obligatorisk (Rommel, a. a.). Gosstrach i Sovjetunionen meddelar sedan 1952 en obligatorisk försäkring av alla på åker odlade grödor (jämte vissa trädgårdskulturer), vars omfattning bestämmes av myndigheterna. Den obligatoriska försäkringen kan utvidgas med frivillig tilläggsförsäkring, dock är det sammanlagda skyddet begränsat till vissa procent av det verkliga värdet (50 % för spannmål). (Åstrand nämner även att i Tjeckoslovakien förekommer en skördeförsäkring, kännedom saknas om hur den är anordnad.) I Japan förekommer sedan 1939 ett statligt-kommunalt skördeförsäkringssystem, där varje fält bildar en ersättningsenhet. Om en kommuns representantförsamling eller den centrala myndigheten beslutar, att kommunen skall ansluta sig till försäkringssystemet, bli alla jordbrukare inom kommunen obligatoriskt anslutna till försäkringen. Försäkringen täcker ungefär halva saluvärdet; områdets medelskörd är normskörd. Skador under 30 % av normskörden ersättas ej, vid större skador utgår ersättning efter en viss skala. Den obligatoriska försäkringen kan kombineras med frivillig tilläggsförsäkring (1947, 1949). I vissa präriestater av Canada förekommer ett skördeskadeskydd, som delvis har karaktär av försäkring. Ersättningarna finansieras dels av en

471 avgift, som utgör 1 % av saluvärdet på försåld stråsäd [vete, havre, korn, råg, (12) Bilaga A], dels av statsmedel, medan administrationskostnader helt täckas av statsbidrag. Skyddet är kollektivt, ersättningen baseras på skördeutfallet för vete i vissa statistiska enheter, varvid veteskörden användes som mätare på årets klimatiska och biologiska betingelser. Om veteskörden i området understigit viss kvantitet per ytenhet, utbetalas ersättning till alla jordbrukare inom området icke blott oberoende av skördeutfallet utan även oberoende av om brukarna under året odlat vete. Ersättningarna äro på olika sätt begränsade, bidrag utgå för högst halva åkerarealen och högst för 80 hektar. För vissa jordbrukare angives också en undre gräns. — Detta system är tydligen baserat på kollektivt betraktelsesätt och anslutningen är obligatorisk. Slutsatser av erfarenheter från allrisk-skördeförsäkring i utlandet

Om man bortser dels från den amerikanska skördeförsäkringen, dels från de frivilliga tilläggen till obligatorisk bottenförsäkring, förekommer i de från Åstrand och Rommel refererade fallen av utländsk allrisk-skördeförsäkring i allmänhet inget fall av frivillig anslutning. Undantag är endast de av Åstrand omnämnda fonderna för naturkatastrofer i Schweiz, (beträffande Tjeckoslovakien är det obekant huruvida skördeförsäkringen täcker alla risker och huruvida den är obligatorisk). Att basera en frivillig allrisk-försäkring på en teknik, analog med den som användes i den svenska hagelförsäkringen (se kapitel l ) 1 , skulle som i nämnda kapitel framhålles, knappast vara möjligt, då detta skulle innebära uppskattning av den skörd, som vid i övrigt lika förhållanden skulle hava erhållits på en brukningsenhet, därest inga växtsjukdomar förekommit och klimatet varit normalt. Å andra sidan vore det icke rationellt att, om endast en obetydlig del av brukningsenheterna inom ett område kommer att ansluta sig till försäkringen, basera normskördevärdet på resultat för området i dess helhet och det aktuella skördevärdet på resultaten vid de enskilda försäkrade brukningsenheterna (eventuellt med vissa korrektioner). Förutsättning för sistnämnda förfarande, som tillämpas i den amerikanska skördeförsäkringen, är att brukarna i området icke försäkras med mindre än att anslutningen inom området uppfyller vissa minimikrav. Idealet kunde i sådant fall tyckas vara ett såväl normskördevärde som aktuellt skördevärde baseras på statistik från den enskilda brukningsenheten. Emellertid kan en sådan metod icke användas, någon möjlighet att statistiskt fastställa medelskörden för en enda brukningsenhet föreligger icke. I den amerikanska skördeförsäkringen gjorde man också på ett tidigt stadium den erfarenheten att statistiska uppskattningar för enskilda brukningsenheter icke kunna användas. [I (10), bil. A, har Rommel emellertid 1 Kapitelhänvisningarna här och i det följande avse den försäkringstekniska utredningen (bil. 1, sid. 139 fl)

472 nämnt att man 1947 övergick till att bestämma normskördevärde och premier för statistiska enheter med hänvisning endast till att man härigenom åstadkom en väsentlig inbesparing av förvaltningskostnader.] Man är alltså vid frivillig försäkring hänvisad till att basera bestämningen av både normskördevärde och aktuellt skördevärde på statistiska enheter, omfattande en grupp av brukningsenheter. Vid individuell uppskattning av de aktuella skördevärdet måste man — liksom i den amerikanska skördeförsäkringen — förutsätta en viss minimianslutning av jordbrukare i ett visst område. 1 Diskussion av två olika metoder för den frivilliga skördeförsäkringens teknik

Vi betrakta ett antal brukningsenheter i ett visst område. Av dessa förutsattes en grupp med arealerna a t , a2 . . . ha frivilligt tecknat en ren skördeförsäkring (av viss gröda). För en sådan försäkring skulle man kunna tänka sig en kollektiv anordning för vilken a = ax + a2 + . . . utgör ersättningsenhet, d. v. s. ersättningsenheten skulle omfatta endast de försäkrade brukningsenheterna i området. Är a förhållandevis litet, skulle bestämningen av normskördevärde för en sådan ersättningsenhet stöta på samma svårigheter, som ovan påpekats för en enskild brukningsenhet. I fråga om bestämningen av aktuellt skördevärde blir, om endast ett fåtal jordbrukare i området anslutit sig, utjämningen av effekten av icke-försäkringsbara orsaker dålig (jfr kapitel 1, sid. 149). Korrektioner måste sålunda vidtagas för sådana orsaker. Fördelarna med det kollektiva betraktelsesättet blir härmed illusoriska. I en försäkring med tillräckligt krav på minsta anslutning blir skillnaden från obligatoriet oväsentlig. Beträffande bestämning av normskördevärdet för en sådan grupp av försäkrade brukningsenheter tillkommer svårigheten, att i kollektivet av försäkrade brukningsenheter under en lång period förekommer in- och utträden med en icke överblickbar inverkan på medelskörden. Härtill kommer emellertid även svårigheten att för ett sådant kollektiv bestämma riskpremien. I lika hög grad som beträffande normskördevärdet gäller beträffande tidsspridningen omöjligheten av en statistisk uppskattning för den enskilda brukningsenheten eller ett litet, föränderligt kollektiv av försäkrade sådana enheter. Praktiskt sett innebär den här diskuterade metoden att de objektiva skördeuppskattningarna måste väsentligt utvidgas i syfte att ge underlag för statistiska uppskattningar såväl för de försäkrade brukningsenheterna som för samtliga brukningsenheter för den allmänna jordbruksstatistik, 1 E t t urval av speciell natur har kunnat påvisas i den amerikanska skördeförsäkringen. Detta urval beror på a t t brukarna redan före sådden ha vissa möjligheter att bedöma chanserna för en skördeskada. På denna grund har man övergått till treårsbundna avtal med ett års uppsägning. Om frivillig försäkring skulle införas i vårt land, är det med hänsyn härtill önskvärt a t t avtalen bli fleråriga, även om urval av denna art endast i begränsad utsträckning kan förekomma i Sverige.

473 som k a n komma att erfordras. Vidare saknas retrospektivt statistiskt underlag för sådana uppskattningar, man blir därför hänvisad till att först i en avlägsen framtid basera riskpremier och normskördevärden på statistik. Om m a n utvidgar enheterna för uppskattning av skördevärden och riskpremier att omfatta icke blott de försäkrade arealerna a = a t + a2 + . . . utan även de oförsäkrade arealerna b = bt + b 2 + . . . , kunna ovan omnämnda svårigheter undvikas. Frivillig försäkring skulle i så fall baseras på för arealen a + b bestämda skördevärden och riskpremier. Om däremot anslutningen skulle anses böra uppfylla vissa ej för lågt ställda minimikrav, är det däremot möjligt att basera uppskattningen på enbart den försäkrade arealen, a. Även i sådant fall torde i praktiken böra föredragas att basera uppskattningarna på hela arealen, a + b. Det bör här anmärkas att ovanstående diskussion k a n med obetydliga modifikationer tillämpas även för det fall att frivilligheten ges formen av valrätt till areal eller försäkringssumma. Effekten av en teknik för den frivilliga försäkringen som baseras på både försäkrad och oförsäkrad areal

Efter vad som framgår av kapitel 5 av den försäkringstekniska utredningen, k a n tekniken i frivillig försäkring icke baseras på s u m m a n av försäkrad och oförsäkrad areal, annat än om man låter premie- och ersättningsenheter sammanfalla. Om detta icke sker, blir varken skäligheten eller soliditeten tillgodosedd. Differentieringen av premieenheterna k a n inte drivas längre än de tillfälliga variationerna i de empiriska värdena medgiva. Enligt vad som närmare utvecklas i kapitel 8 (sid. 205 ff) leder diskussionen av uppskattningsfelen i ombudens skördeuppskattningar av sockerbetsskördarna åren 1939—1951 till att man bör utjämna skillnaden mellan variationskoefficienterna för olika områden i den retrospektiva undersökningen av centralbyråns statistik i större utsträckning än som skulle ha varit befogat, om statistiken grundats på leveransuppgifter. Om denna slutsats tillämpas även på andra grödor, bli premieenheterna rätt omfattande. Då för den frivilliga försäkringen premieenheterna även måste vara ersättningsenheter, blir sålunda indelningen på ersättningsenheter rätt grov. Denna indelning kan ej heller göras finare förrän tillräckligt stor erfarenhet för ny premieberäkning med finare indelning kan ske. Vid obligatorisk försäkring kan däremot indelningen i ersättningsenheter göras betydligt finare än indelningen i premieenheter. Som framgår av nedan lämnade exempel blir effektiviteten härigenom väsentligt förbättrad. Ett exempel på obligatorisk försäkring

Betrakta ett relativt stort område, i det följande betecknat A + B. Antag att A + B utgör premieenhet för en ren kollektiv försäkring med obligatorisk anslutning för hela den areal, som är besådd med den aktuella grödan.

474 Självrisken är 30 % av normskördevärdet, någon självrisk på ersättningen förekommer ej. Ersättningen utgör sålunda 100 % av det belopp, varmed de aktuella skördevärdena understiga 70 % av normskördevärdet. I den retrospektiva statistiken har man funnit att avkastning och spridning är relativt olika för olika delar av området. Med hänsyn till tillfälliga fel och uppskattningsfel i den retrospektiva statistiken äro dessa skillnader icke säkerställda. Till en början anordnas därför försäkringen med A + B som normskördeoch ersättningsenhet. Den kollektiva försäkringen kommer då för varje brukningsenhet i genomsnitt över tiden att motsvara en individuell försäkring med en självrisk, som varierar mellan brukningsenheterna (jfr kapitel 3). I genomsnitt för alla brukningsenheter kommer en självrisk av 30 % på normskördevärdet och 100-procentig ersättning att tillämpas. För de delar av A + B, som ha en väsentligt högre spridning respektive variationskoefficient än de genomsnittliga värdena för hela A + B, kommer detta att medföra en väsentligt förminskad genomsnittlig effektivitet. Efter någon tids erfarenhet, under vilken objektiva skördeuppskattningar erhållits för vissa delområden av A + B, uppdelas dessa i säg tre delområden E x , E 2 och E 3 , med väsentliga skillnader i avkastning och/eller spridning. Därefter låter man Ev E 2 och E, vara ersättnings- och eventuellt normskördeenheter. Inom varje sådant område är det skäl att förvänta sig mindre olikheter mellan brukningsenheterna. Effektiviteten hos försäkringen blir betydligt större för de olika brukningsenheterna efter ändringen. En sådan uppdelning på ersättningsenheter kan genomföras på väsentligt mindre material än om A + B även skulle delas på flera premieenheter. Exemplet tillämpat på frivillig försäkring

I kapitel 5 av den försäkringstekniska utredningen har framhållits, att frivilligheten med största sannolikhet kommer att medföra ett urval. Detta innebär att normskördevärde och spridning för den i visst område vid frivillig försäkring försäkrade arealen kan komma att väsentligt skilja sig från motsvarande värden för den areal i området, som vid ett obligatorium skulle ha försäkrats, detta under förutsättning att stora skillnader mellan de olika brukningsenheterna föreligga. Om vi betrakta området A + B, så är denna förutsättning uppfylld. Antag att i området A + B en del av brukarna anslutit sig till en frivillig försäkring och beteckna kollektivet av de försäkrade brukningsenheterna A. Enligt vad ovan framhållits blir man hänvisad till att låta A + B vara premie-, normskörde- och ersättningsenhet för den frivilliga försäkringen. Låt nu ersättningen per hektar bestämmas av det belopp, varmed det aktuella skördevärdet per hektar i A + B må understiga 70 % av normskördevärdet i A + B. Medelvärde och spridning för kollektivet A kan enligt vad ovan framhållits icke statistiskt bestämmas, men antag att variationskoefficienten för A utgör 133 % av variationskoefficienten för A 4- B. Försäkringen ger för varje enskild brukningsenhet

475 i genomsnitt över tiden samma ersättning per normskördekrona som en individuell försäkring, med en självrisk, som varierar mellan brukningsenheterna. Under det gjorda antagandet är den genomsnittliga självrisken för alla de försäkrade brukningsenheterna 40 % av normskördevärdet för A samt ersättningen 75-procentig. (I genomsnitt är ersättningen = 75 % av det belopp, varmed det aktuella skördevärdet för A må understiga 60 % av normskördevärdet för A). Sålunda blir, i olikhet med vad fallet är vid obligatorisk försäkring, den förutbestämda självrisken icke lika med den i genomsnitt för samtliga brukningsenheter tillämpade självrisken utan är snarast endast av räkneteknisk betydelse. Vilken självrisk, som i genomsnitt tillämpas, kan i praktiken inte bestämmas, då den är beroende på skillnad i spridning och variationskoefficient för de försäkrade riskerna och motsvarande tal för området i dess helhet. Här nedan belyses effekten på försäkringens ekonomi under olika antaganden om olika anslutning i två områden med olika spridning (sid. 477—478). Slutsatser av diskussionen av försäkringens teknik

Av vad som ovan framhållits framgår, att tekniken för frivillig skördeförsäkring utan krav på minimianslutning måste bli väsentligt bristfälligare än den, som föreslagits för obligatorisk försäkring. Det kan visserligen göras gällande att tillämpningssvårigheterna i fråga om den obligatoriska försäkringen äro så stora, att bristerna i tekniken för den frivilliga försäkringen få mindre vikt i jämförelse härmed. Gentemot en sådan uppfattning bör framhållas, att man, eftersom svårigheterna för en rationell tillämpning av tekniken äro mycket stora för allrisk-skördeförsäkring, om möjligt bör undvika att införa den komplikation som frivilligheten innebär. Genom denna komplikation framstå de tekniska problemen som olösliga. Den amerikanska skördeförsäkringens teknik baseras på aktuella skördevärden, uppskattade för varje särskild brukningsenhet med hänsyn till vissa avvikelser betingade av icke försäkringsbara orsaker och besparade produktionskostnader samt normskördevärden och riskpremier, statistiskt uppskattade för vissa delar av ett county. Vid total anslutning är denna tekniks rationalitet betingad av om medelvärdet och spridningen av uppskattade aktuella skördevärden kan förväntas överensstämma med medelvärde och spridning i normskördeenheterna. En sådan överensstämmelse torde endast gälla i undantagsfall. Vid partiell anslutning torde en sådan överensstämmelse ännu mindre vara för handen, för så vitt inte kraven på minimianslutning göras väsentligt strängare än de nu tillämpade — minst 200 jordbrukare uppgående till minst 1/3 av samtliga jordbrukare i området. Då det inte kan förväntas, att på detta sätt uppskattade aktuella skördevärden i genomsnitt och spridning överensstämma med genomsnitt och spridning för de statistiska enheterna, kan amerikansk teknik inte tillstyrkas för svensk skördeförsäkring. Under senare tid (1956) ha vissa privata försäk-

476 ringsbolag i U.S.A. diskuterat upptagande av skördeförsäkring i sitt program. 1 Härvid har också viss — ej närmare specificerad — kritik framställts mot det tekniska systemet i den statliga skördeförsäkringen. Försäkring med minimikrav

Vi betrakta nu en försäkring med minimikrav på anslutningen, anordnad enligt något av de alternativ som föreslagits i Försäkringsteknisk utredning kapitel 3 och 4 (sid. 162 ff). En sådan försäkring innebär för den enskilde icke ett tvång att försäkra sin areal, men kan — om anslutningen i området icke uppfyller minimikravet — innebära ett tvång att icke försäkra sig mot skördeskada. Vid en försäkring med minimikrav leder bedömningen av i vilken utsträckning stödåtgärder vid katastrofskada utom försäkringens ram skall differentieras på olika kategorier av brukare till ännu större svårigheter än de som berörts i avsnittet Allmänna Synpunkter av kapitel 5 i Försäkringsteknisk utredning. I här föreliggande fall måste nämligen differentieringen bedömas med hänsyn till tre olika kategorier, försäkrade brukare, oförsäkrade brukare, som velat men icke kunnat försäkra sig, och oförsäkrade brukare, som frivilligt avstått från försäkring. Om kravet på minimianslutning gjordes tillräckligt strängt, skulle man kunna bortse från effekten av ett urval och tillämpa samma teknik som den för obligatorisk försäkring föreslagna. Vilken minimianslutning som härför må erfordras kan inte bedömas utan kännedom om urvalets storlek. Däremot skulle exempelvis det i bilaga F (sid. 298 ff) beskrivna sockerbetsmaterialet kunna utnyttjas för en undersökning av effekten på förhållandet mellan ersättningar och riskpremier, om endast visst antaget urval av brukare anslutit sig till försäkringen. Genom att välja detta antagna urval så ogynnsamt som möjligt kunde effekten av ett extremt urval vid olika anslutningsgrad bedömas. En sådan utredning skulle kräva en arbetskrävande omarbetning av materialet och skulle med hänsyn till att den skulle baseras på ett fiktivt dåligt urval knappast motsvara därmed förenade kostnader. En uppfattning om effekten av ett urval kan emellertid erhållas genom ett studium av kvoten emellan ersättning och premier vid variation av både anslutningsgraden och styrkan i urvalet. I det följande redovisas därför resultatet av en teoretisk utredning, i vilken en del siffror från sockerbetsundersökningen använts både för belysning av den grundläggande variationen i skördevärde och av effekten på förhållandet mellan ersättningar och premier vid ett fiktivt urval. Vid obligatorisk försäkring komma olikheterna i skördebetingelser mellan olika områden att medföra en utjämning av skördeförsäkringens total1 År 1956 har Crop-Hail Insurance Actuarial Association, som bildats 1947 av 103 försäkringsbolag startat med en allriskförsäkring för majs och sojabönor i 41 counties och för tobak i 11 counties, utan självrisk för hagel och mycket hög självrisk för andra skadeorsaker. Föreningen disponerar mycket stora resurser för forskning i metereologi, agrikultur och statistik och hoppas kunna utvidga projektet.

477 resultat (se Försäkringsteknisk utredning, kapitel 9). I den mån de till en frivillig försäkring anslutna brukarna äro tämligen spridda över hela landet kommer även vid helt frivillig anslutning en liknande utjämning till stånd. I en försäkring med minimikrav är det åtminstone principiellt icke omöjligt att vissa områden med liknande betingelser på grund av minimikravet bli uteslutna från försäkringen. Effekten härav blir en mindre geografisk utjämning. Det ligger i sakens natur att sannolikheten för ett urval av sistnämnda typ och storleksordningen av effekten på graden av geografisk utjämning inte kan uppskattas. Hänsyn bör emellertid även tagas till möjligheten av en sådan effekt av minimikrav vid det slutliga ställningstagandet. Utredning om balansen mellan skador och premier vid partiell anslutning

Som belysning av möjliga skillnader i avkastning och spridning har utvalts två nära liggande geografiska enheter ur sockerbetsmaterialet. Medelskörden i det ena området utgjorde 378 dt/ha med en spridning av 28 dt/ha och i det andra respektive 320 dt/ha med en spridning av 56 dt/ha. Variationskoefficienterna bli då 0,07 och 0,17 respektive. Om båda dessa områden hade samma areal och områdena för beräkning av normskördevärde sammansloges till ett, skulle normskördevärdet bli 349 dt/har och skillnaden mellan områdenas medelvärden från detta belopp skulle utgöra 8,3 % av 349 dt/har. Med utgångspunkt från dessa siffror har förhållandet mellan ersättningar och premier vid partiell anslutning studerats i ett appendix till denna utredning. Härvid har förutsatts att premier och normskördevärden beräknats för ett visst område under förutsättning av full anslutning, att området uppdelats i två ersättningsenheter med samma areal samt att beräkningen av ersättningen baseras på det aktuella skördevärdet under förutsättning av full anslutning. Skillnaderna mellan områdets medelskördevärden och normskördevärdet har tillåtits variera mellan 0—10 % av normskördevärdet och följande kombinationer av spridningar i förhållande till normskördevärdet har undersökts: 0,15, 0,10; 0,15, 0,125; 0,15, 0,15; 0,20, 0,15. Anslutningen har antagits fullständig i ersättningsenheten med högre risk och partiell i den andra. Den anslutna arealen i förhållande till hela arealen för premienormskördeenheten har varierats mellan 90 och 10 %. Det har visats att förhållandet mellan ersättningar och premier i de undersökta fallen överstiger 100 % med en produkt av en faktor, som beror på olikheterna i avkastning och variation mellan ersättningsenheterna, och en faktor, som beror på graden av anslutning. Den första faktorn ligger i den allra största delen av de undersökta värdekombinationerna av medelskördar och spridningar mellan 80 och 100 %. I dessa fall beräknas produktens lägsta och högsta värden exakt. Förhållandet mellan skador och premier vid olika anslutningsgrad framgår av följande tabell. Till jämförelse

478 har i tabellen tillfogats motsvarande förhållandetal från det enligt ovan uttagna exemplet ur sockerbetsmaterialet. Det bör emellertid observeras att i detta exempel arealerna för de båda enheterna voro olika och att skillnaden mellan variationskoefficienterna var större än vad som antagits i appendix. Resultaten äro sålunda jämförbara endast med hänsyn till storleksordning. Förhållande mellan ersättningar och riskpremier i % (Under ovan angivna antaganden) Grad av anslutning 90% 70% 50 % 30% 10%

Appendix mellan )> » » »

107 och 111 126 och 143 160 och 200 240 och 333 540 och 900

Sockerbetsmaterialet

134 200 400 1 100

Av tabellerna i appendix till denna utredning framgår, att en relativt hög grad av anslutning måste krävas, för att premieenheterna skola kunna uppdelas i ersättningsenheter, ifall man förutsätter att frivilligheten medför en så obetydlig variation mellan det totalt och partiellt anslutna området. Om frivilligheten leder till ett urval av denna omfattning, k a n inte avgöras. Diskussionen i kapitel 5 (sid. 179 ff) torde emellertid visa möjligheten av ett sådant urval mot den frivilliga försäkringen. 1 Täckandet av katastrofförluster om försäkringen blir frivillig

Erfarenheten i allrisk-försäkring har överallt visat, att förluster kunna uppstå, vilka ej ens under lång tid kunna täckas av uppkommande överskott. Det behöver icke nödvändigtvis bero på att premierna underskattats. I den modell, som använts som illustration för den individuella kombinerade försäkringen (Bilaga C, sid. 273), har vid en variationskoefficient av ca 0,20 och en självrisk av 20 % av normskördevärdet funnits att, om ur en 50 års serie av slumpvis valda skördevärden den sämsta 5 års-perioden utväljes, den totala förlusten för dessa 5 år blir mer än 550 % av den teoretiska (»sanna») riskpremieintäkten för samma tid. Samma förlust i förhållande till den statistiska riskpremien uppskattad på basis av en slumpvis utvald 30 års-period var t. o. m. större än 650 %. För en frivillig försäkring med 20 % variationskoefficient och 20 % självrisk synes sålunda säkerhetstillägg uppgående till ett par hundra procent av den statistiska riskpremien icke vara obefogade. 1 Urval mot försäkringen har kunnat konstateras i amerikansk skördeförsäkring. Att döma av en tabell i Manager's Report 1943 har detta urval haft stor ekonomisk betydelse, särskilt i vissa områden. W. H. Rowe uttalar i fråga om frivillig försäkring (Some suggestions for an experiment in crop insurance, rough draft, 1957): »it is necessary to be constantly on guard against 'adverse selection of risks'». Härmed åsyftas icke blott det speciella urval, som omnämnts i not till avsnittet. Slutsatser från allrisk-skördeförsäkring i utlandet (sid. 472), utan även sådant urval, som avses i kapitel 5.

479 Beträffande eventuella statsbidrag till en frivillig försäkring kan anföras följande. Statsbidrag till den frivilliga sjukförsäkringen för tilläggssjukpenning utgår med 20 % av sjukpenningkostnaderna och viss andel av kostnaderna för sjukpenningtillägg och för förvaltning. Denna försäkring utgör ett komplement till den obligatoriska sjukförsäkringen och omfattar vissa angivna kategorier av medborgare — studenter och icke-anställda med inkomst av arbete — vilka ej omfattas av den obligatoriska försäkringen av tilläggssjukpenning. Socialförsäkringsutredningen motiverar bibehållande av det redan tidigare utgående statsbidraget till frivillig sjukpenningförsäkring med följande uttalande (S. O. U. 1952:39, sid. 197): Även om dessa (avser självständiga mindre företagare) »är sina egna arbetsgivare och det därför kan synas naturligt att de själva helt bekostar sin tilläggsförsäkring, talar starka skäl mot att det i SFL» (Lagen av den 3 januari 1947 om allmän sjukförsäkring, i dess under år 1952 gällande lydelse) »stadgade statsbidraget till den frivilliga sjukpenningförsäkringen slopas. För att anslutningen till en frivillig försäkring skall bli tillfredsställande är det betydelsefullt, att avgifterna icke bli för höga. En betydande del av de självständiga företagarna befinner sig också i sådana ekonomiska omständigheter att de har samma behov av sjukpenning som motsvarande kategorier anställda. Det är därför även för det allmänna av intresse att de begagna sig av den frivilliga försäkringen. Motsvarande synpunkter kan anläggas på den som studerar eller undergår yrkesutbildning.» Statsbidrag till frivillig sjukförsäkring har kritiserats i flera yttranden över utredningens betänkande. Särskilt framhölls av Kooperativa Förbundet att om sådant bidrag trots förbundets skäl häremot ändock skulle utgå, borde ett lika stort statsbidrag utgå även till de obligatoriskt sjukförsäkrade. Departementschefen ansåg att de i remissyttrandena framförda synpunkterna icke vore av sådan art att bestämmelsen om statsbidrag i utredningens förslag borde ändras. Kostnaderna för här avsett statsbidrag till de egentliga sjukpenningkostnaderna uppskattades av utredningen till 7 milj. kronor årligen, medan departementschefen kom till 5—6 milj. kronor per år (S. O. U. 1952:39, sid. 232, Kungl. Maj:ts prop. 178/1953, sid. 156). Den frivilliga sjukförsäkringen utvidgades senare till andra kategorier (lag 14 maj 1954). Statsbidraget torde för närvarande uppgå till ett belopp, som i varje fall understiger 10 milj. kronor per år vid 50 % anslutning. Vad som här anförts om statsbidraget till frivillig sjukförsäkring kan icke tagas till intäkt för att statligt stöd i form av garanti för katastrofförluster bör ifrågakomma för skördeförsäkringen, i fall denna blir frivillig. Dels avser den frivilliga sjukförsäkringen en utvidgning av sjukförsäkringen till vissa kategorier, vilka rätteligen bort omfattas av den obligatoriska försäkringen, men av tekniska eller andra skäl uteslutits från denna, dels är här fråga om relativt begränsade belopp. (Av det allmännas samt-

480 liga kostnader för sjukförsäkringen, på sin tid uppskattade till 213 milj. kronor, utgör statsbidraget för den frivilliga tilläggssjukpenningen ca 3 % ) . Om en frivillig skördeförsäkring vid viss tidpunkt skulle uppvisa stora förluster får det allmänna, i fall statlig garanti skulle förekomma, vidkännas stor kostnad, som visserligen i princip k a n komma att täckas av senare uppkomna överskott på försäkringen. Detta innebär att staten, efter det att ett sådant förskott utgått, får under lång tid bära risken av att de till en del av landets jordbrukare utbetalade förskotten icke k u n n a återbetalas. Om stora förluster för det försäkrade klientelet uppkomma, föreligger emellertid anledning att antaga att det oförsäkrade klientelet samtidigt drabbas av så stora förluster, att det allmänna blir nödsakat att [ skrida till stöd även för detta klientel. En sådan situation kan leda till att statsmedel komma att erfordras i större omfattning än om försäkringen varit obligatorisk. I sistnämnda fall hade nämligen genom hundraprocentig anslutning premier under tiden t. o. m. det aktuella skördeåret uttagits för den totala arealen, besådd med försäkrade grödor. Det bör sålunda eftersträvas att i så stor utsträckning som möjligt göra den frivilliga försäkringen oberoende av statligt stöd för utjämning av katastrofförluster, exempelvis genom återförsäkring i utlandet. En sådan utväg stöter emellertid på stora svårigheter. Detta k a n belysas av en diskussion av förutsättningarna för ett slopande av begränsningen i det belopp 1 som vid en och samma skada kan utgå enligt lagen om trafikförsäkring (f. n. 600 000 kronor). Då lagen om försäkringsrörelse innehåller bestämmelse syftande till att den ansvarighet ett försäkringsbolag må utan återförsäkring ikläda sig på en och samma risk skall begränsas (jfr Appeltofft, Den nya lagen om försäkringsrörelse, Stockholm, 1950, sid. 56), innebär ett slopande av begränsningen i trafikförsäkringslagen, att bolaget blir skyldigt att återförsäkra hela sitt trafikförsäkringsbestånd för skador överstigande viss gräns. Vårt lands främsta expert på återförsäkringsområdet gjorde härvid gällande, att en sådan återförsäkring icke kunde förväntas i alla lägen stå till buds på den internationella marknaden. Detta berodde bl. a. på att i England, ett av de få länder där ansvarigheten vid trafikförsäkringsskador är obegränsad, dylika risker ej återförsäkrades. Härigenom skulle de nordiska ländernas efterfrågan av återförsäkring för trafikskador överstigande visst belopp (en gemensam lagstiftning i Norden övervägdes) vara tillräckligt stor för att kunna påverka den internationella återförsäkringsmarknaden på detta område i sådan utsträckning att i vissa fall denna efterfrågan icke kunde tillgodoses — åtminstone inte under vissa förhållanden — eller i varje fall skulle medföra ett orimligt pris för det efterfrågade skyddet. En bidragande omständighet härtill vore att de internationella återförsäkringsbolagen genom den för ett par år sedan inträffade omfattande olyckan vid biltävlingarna i Le Mans lidit en förlust upp1

Förslag härom har nyligen framlagts.

481 1

gående till ca /2 miljard kronor. Som jämförelse kan nämnas att man för den engelska olycksfallsförsäkringens del uppskattade maximal ersättning för olycksfallsskador till personal och kringboende befolkning, förorsakade av skador på ett av de största atomkraftverken i Storbritannien, till ungefär samma belopp. Tre eller fyra gånger under den sistförflutna 15 års-perioden har för det svenska jordbruket förekommit svåra skadeår. Frekvensen av stora skador i svensk trafikförsäkring är relativt låg. (Skador med en uppskattad totalförlust överstigande 210 000 kronor under åren 1950—1952 för samtliga registrerade motorfordon voro inalles för de tre åren, 8 stycken. Någon skack ned förluster av väsentligt högre storleksordning än 500 000 kronor har överhuvudtaget icke registrerats sedan 1929.) Skördeförsäkringens återförsäkringsproblem är sålunda av en helt annan storleksordning än trafikförsäkringens om begränsningarna i trafikförsäkringslagen slopades. Härtill kommer att trafikförsäkringsbolagen, som i regel driva flera andra försäkringsgrenar, på ett helt annat sätt än statlig skördeförsäkring ha möjligheter att kompensera återförsäkrarna för stort risktagande i en försäkringsgren genom offert av försäkringsbestånd med lägre risk. Enligt vad som kan bedömas av vad som här anförts, förefinnes icke möjlighet för skördeförsäkringen att återförsäkra sin katastrofrisk. Administrationen i den frivilliga försäkringen

Oberoende av huruvida skördeförsäkringen blir obligatorisk eller frivillig kommer en stor del av administrationskostnaderna att avse utvidgningen av de objektiva skördeuppskattningarna utöver den ram, som ansetts erforderlig för den statliga statistik, som sammanställs av statistiska centralbyrån. Visserligen torde en del av denna utvidgning vara av intresse för hushållningssällskapen, men till en stor del torde merkostnaderna för den geografiska differentieringen böra belasta skördeförsäkringen. Det första steget i den utvidgning som beslöts för skördeåret 1957, har beräknats medföra en från 200 000 kronor till 700 000 kronor ökad kostnad för de objektiva skördeuppskattningarna. Omfattningen av 1957 års uppskattningar var endast ungefär lji av vad som för försäkringens del bör krävas som minimum. Med hänvisning till de synpunkter, som anförts i bilaga 1, kapitel 8 (sid. 203) och bilaga 3 (sid. 510) bör skördeuppskattningarna utbyggas att omfatta icke blott en större differentiering av kvantitetsuppskattningarna utan även bestämning av växlingar i skördens kvalitet samt effekten av bärgning, torkning och tröskning på kvantitet och kvalitet. I sin utbyggda form kommer sålunda det absoluta värdet av kostnaderna för skördebestämningen att uppgå till väsentligt högre än här anförda belopp. Dessa kostnader komma icke att, absolut taget, bli mindre om skördeförsäkringen göres frivillig och detta oberoende av hur stor anslutning den frivilliga försäkringen kan komma att uppnå. Även om till en början ingen försäkring tecknas i vissa områden, måste statistiken göras 31—708143

482 fullständig i syfte att möta eventuellt senare uppkommen efterfrågan i dessa områden. Om anslutningen icke blir 100-procentig, bli dessa kostnader i förhållande till premieinkomsten väsentligt högre än om försäkringen blir obligatorisk. Ett mer eller mindre kostnadskrävande moment i administrationen, som tillkommer, om försäkringen blir frivillig, är försäljningen. Det kan visserligen övervägas hur pass omfattande åtgärder man skall vidtaga för att öka anslutningen till en frivillig försäkring. I första hand erfordras en viss propaganda- och upplysningsverksamhet eventuellt i samarbete med hushållningssällskapen, lantbruksnämnderna eller jordbrukets organisationer. Fråga är emellertid om det icke kommer att visa sig nödvändigt för vinnande av en önskvärd grad av anslutning att tillämpa de metoder för försäljningsarbetet, som användas av de enskilda försäkringsbolagen. I varje fall torde man böra räkna med nödvändigheten av att anställa ett relativt stort antal deltidsanställda agenter för den egentliga försäljningen ävensom ett större eller mindre antal heltidsanställda för utbildning av agenter och övervakning av anskaffningsarbetet. Avlöning åt den personal, som visar sig erforderlig, kommer att medföra väsentliga kostnader utöver dem som kunna erfordras vid obligatorisk försäkring. Vad det interna förvaltningsarbetet beträffar, skall här närmast betraktas erforderliga beräkningar av de andelar av premierna, som skola erläggas direkt av brukarna, samt ersättningar till brukningsenheterna. Omfattningen av dessa beräkningar blir givetvis mindre vid partiell anslutning, detta innebär emellertid icke att kostnaderna för beräkningarna kommer att minska i samma proportion. Om man tänker sig att använda maskinella hjälpmedel både vid partiell och total anslutning, kunna de fasta kostnaderna för dessa hjälpmedel bli väsentligt högre i förhållande till premieinkomsten vid partiell anslutning. Detta gäller om samma typ av mekaniska hjälpmedel användes för båda alternativen. Skulle det å andra sidan visa sig lämpligt att utnyttja mindre dyrbara och mindre arbetsbesparande maskiner vid partiell anslutning, bli i stället de rörliga kostnaderna i förhållande till premieinkomsten högre. Om försäkringen blir obligatorisk, k a n debitering och uppbörd av premierna, till den del de belöpa på de enskilda brukarna, eventuellt ske med utnyttjande av organisationen för debitering och uppbörd av allmänna skatter. Trots att debitering och uppbörd av avgifter till den obligatoriska sjukförsäkringen verkställes av skattemyndigheten efter för varje sjukförsäkrad av sjukkassa specificerade uppgifter om avgiftens storlek, sker debitering och uppbörd av avgiften till frivillig försäkring i annan ordning. Det torde därför knappast bli möjligt att anordna debitering och uppbörd av brukarnas avgifter till frivillig försäkring inom skatteorganisationens ram. Huruvida en utökning av uppgifterna för denna organisation över huvud taget är möjlig kan ifrågasättas. (Kungl. Maj:ts prop. 189/1954,

483 sid. 34). I varje fall torde möjligheterna för ett utnyttjande av skatteuppbörden i fråga om frivilliga avgifter vara mindre än i fråga om obligatoriska avgifter. Departementschefen uttalar i citerad proposition, att, om ytterligare avgifter skulle tillkomma, samtliga avgifter skulle debiteras och uppbäras vid sidan av skatteuppbörden. Även vid en sådan avgiftsuppbörd torde större förutsättningar föreligga för inordnande av obligatoriska avgifter än av frivilliga sådana avgifter. Det är därför icke uteslutet att debitering och uppbörd av frivilliga avgifter kommer att medföra större kostnader i relation till premieinkomsten än vad fallet är för obligatoriska avgifter. Detta torde särskilt gälla behandlingen av uppkommande premierestantier. Det bör övervägas i vilken utsträckning statsmedel böra användas för täckande av kostnaderna för förvaltningen av en frivillig försäkring. Ett fullständigt täckande av sådana kostnader synes vara naturligt om försäkringen göres obligatorisk. Detta synes däremot icke kunna göras gällande för en frivillig försäkring. När det gäller frivillig försäkring, som drives i enskild regi, blir försäkringskollektivet belastat med hela det belopp, som erfordras för förvaltningen av försäkringarna. Åtminstone i den utsträckning som förvaltningskostnaderna avse kostnad för försäljning, internt administrativt arbete, debitering och uppbörd av premier samt utbetalning av ersättningarna synes det i frivillig försäkring vara naturligt, att försäkringstagarna i form av omkostnadstillägg i premierna få svara för dessa kostnader. Därtill bör övervägas om icke omkostnadstilläggen bör u t m ä t a s så, att de, åtminstone delvis täcka de på försäkringen belöpande kostnaderna för skördebestämningen. Förvaltningskostnaderna för direkt försäkring i Sverige i genomsnitt för samtliga skadeförsäkringsbolag utgjorde 1955 27,6 % av på året belöpande premier (Ensk. försäkringsanst. 1955, sid. 134, detta motsvarar ca 37 % av premierna befriade från en omkostnadsbelastning av 25 % ) . Den del av skördeförsäkringens kostnader, som icke avser kostnaderna för skördebestämningen, kan visserligen bli relativt sett lägre än kostnaderna för de enskilda bolagen, dels på grund av att en central behandling av hela beståndet k a n medföra vissa besparingar i interna förvaltningskostnader, debiterings- och uppbördskostnader samt utbetalningskostnader, dels därför att frånvaro av konkurrens kan leda till minskade försäljningskostnader. I vissa koncerner utgjorde nämnda procenttal 18,4, 18,5, 15,9 %. Det torde därför icke vara uteslutet att förvaltningskostnader exklusive kostnader för skördebestämningen kunna komma att röra sig om 12 % av de omkostnadsbelastade premierna, vilket skulle motsvara ca 14 % av premierna utan sådan belastning men inklusive säkerhetstillägg. Härtill komma de kostnader för skördebestämningen, som i kapitel VIII (sid. 116) uppskattats till 2 miljoner kronor. Vid 60 % anslutning bli riskpremierna totalt 24 miljoner kronor. Om säkerhetstillägget enligt nedanstående avsnitt beräknas till 100 %, skulle omkostnaderna för

484 frivillig försäkring kunna uppskattas till inalles ca 36 % av riskpremierna exklusive säkerhets -och omkostnadstillägg.

Sammanfattning

Med undantag av den amerikanska skördeförsäkringen äro alla kända allrisk-försäkringssystem byggda på obligatorisk anslutning. Om den svenska skördeförsäkringen göres frivillig, antingen i den meningen att en brukare får frihet att avgöra huruvida han önskar ansluta sig till försäkringen eller att h a n får möjlighet att själv avgöra försäkringsskyddets storlek genom val av försäkringssumma eller försäkrad areal, bör den av flera skäl i princip baseras på den teknik, som i den försäkringstekniska utredningen föreslagits för den obligatoriska. På grund av att indelningen i ersättningsenheter vid frivillighet måste knytas till indelningen i premieenheter, blir den frivilliga försäkringen i genomsnitt mindre effektiv än en på samma sätt anordnad obligatorisk försäkring. Den frivilliga försäkringen bör på ovan anförda skäl så vitt möjligt göras oberoende av statligt stöd vid katastrof skador. Detta kan endast möjliggöras genom belastning av premien med ett säkerhetstillägg av storleksordningen en till flera gånger den statistiskt bestämda riskpremien, om variationskoefficienten är 0,20. Vid en variationskoefficient av högst 0,25, torde det emellertid vara tillräckligt att beräkna säkerhetstillägget till 100 % av riskpremien vid frivillig försäkring under det att vid obligatorisk försäkring, för vilken statligt stöd i större utsträckning bör kunna påräknas för utjämningen, ett säkerhetstillägg av 20 % ansetts tillräckligt. Om den säkerhetsbelastade riskpremien för obligatorisk försäkring skulle uppskattas till i genomsnitt 2,3 % av normskördevärdet, skulle motsvarande för frivillig försäkring kunna uppskattas till 3,8 %. Om de totala förvaltningskostnaderna enligt ovan uppskattas till 30 % av riskpremierna, vilket motsvarar 0,68 % av normskördevärdet och det bedömes lämpligt att härav 0,2 % av normskördevärdet finansieras genom ett omkostnadstillägg till premierna bli de med omkostnads- och säkerhetstillägg belastade premierna för frivillig försäkring i genomsnitt 4 % av normskördevärdet. Enligt utredningens förslag skall vid obligatorisk anslutning V;! a ^ premierna bestridas av statsanslag, vilket icke kan komma i fråga vid frivillig anslutning. Direkt av brukarna erlagda premier bli sålunda i genomsnitt för obligatoriet ca 1,5 % och for frivilligalternativet 4 % av normskördevärdet. Slutsatsen blir sålunda att den frivilliga försäkringen blir i genomsnitt mindre effektiv och väsentligt dyrare för den enskilde brukaren än om försäkringen utformas som ett obligatorium. Vid försäkring med minimikrav på anslutningen kan, i den mån dessa krav bli tillräckligt stränga, risken för ett urval begränsas, så att en premieenhet kan uppdelas i flera ersättningsenheter. Även om effekten av visst

485 urval på sannolika ersättningar i förhållande till premieinkomsten kan beräknas på grundval av olika antaganden om anslutning och urval, k a n frågan inte bedömas, då storleken av ett sådant urval fråndrar sig varje uppskattning. Dessutom kunna minimikraven som sådana leda till en minskad geografisk utjämning av risken. Härtill kommer den argumentering för ett obligatorium, som anförts i kapitel 5 i bilaga 1 (sid. 176 ff). Lika starka motiv som de vilka föranlett lagfästande av försäkring för sjukdom, yrkesskador samt skador på grund av trafik med motorfordon, synes k u n n a anföras till stöd för ett obligatorium i skördeförsäkringen. Andra anordningar för att täcka risken för skördeskador än de åtgärder, som tillkommit eller kunna tillkomma på samhällets initiativ saknas i huvudsak och kunna icke förväntas bli realiserade. Om den statliga försäkringen bleve frivillig skulle de arealer som på grund härav undandrages försäkringen förbli oförsäkrade utom för skador av speciell natur t. ex. hagel. I den mån kompletterande stödåtgärder något katastrofår anses böra vidtagas, uppstår vid frivillig försäkring och ännu mer vid försäkring med minimikrav, svårigheter vid bedömningen av hur stödåtgärderna böra differentieras på försäkrad och oförsäkrad areal. Skördeskadeskydd är av väsentligt intresse för samhället, vilket innebär att det är naturligt att statsmedel användas för att stödja jordbruksnäringen i större utsträckning än som kan ske i fråga om andra grenar av näringslivet. Det måste därför bedömas som riktigt att jordbrukarna själva bära en del av de erforderliga kostnaderna för skördeutjämningen. En skälig avvägning mellan å ena sidan statens andel i sådana kostnader och å andra sidan jordbrukets andel synes endast kunna åvägabringas genom anordningen av ett schematiskt och obligatoriskt försäkringssystem, i vilket statsmedel anlitas för administrationskostnader och katastrof utjämning. En naturlig komplettering av ett sådant schematiskt system genom skördeskadeskydd i andra former kan även komma att erfordra statligt stöd. Blir skördeförsäkringen frivillig, saknas enligt utredarens uppfattning anledning att använda statsmedel annat än i begränsad utsträckning för administration, katastrof utjämning och kompletterande skördeskadeskydd.

A p p e n d i x till särskild u t r e d n i n g

Ersättningar i förhållande till riskpremieinkomsten vid partiell anslutning, då premieenheten omfattar t v å ersättningsenheter samt premier och ersättningar beräknas under antagande av full anslutning. 1. Vi förutsätta först obligatorisk

anslutning.

B e t r a k t a ett område, som är både premie- och normskördeenhet, fördelat på ersättningsenheterna E1 och E2 med arealerna sa och (1 — s)a. Antag a t t skördevärdet i Ei är normalt fördelat (v~i, a{), ef är ersättningen per arealenhet i E(. v = svx + (1 — s)v2 är normskördevärde och pv självriskbelopp med p = l — q samt <p(x) den normala frekvensfunktionen. Då är: qv- Vi Oi

ei=f(qv

— Vi—Oix)(p(x)dx

..

Oi

Sätt vt — y(l -f- di); o~i=WiV, då är —srfx = (l — s)d2 och qv — D å erhålles c* et = = = r(p + du Wi) + Ei,

Vi=—(p+d{)v. (2)

_p

w där r{p, w) = — / ( p + wx)cp(x)dx

och

~w

1_ Wi

Si= —f(p

+ di + Wi x) <p(x)dx

1 +dj

Om \di\ anta låga värden är även |ex — e2| litet. Vi antaga nu a t t |c?t| båda < 0,1, d.v.s. ersättningsenheternas medelvärden någorlunda lika. Då k u n n a \si\ försummas, 1 emedan @(x) och <p(x) har låg stigning i omgivningen av —. Wi

Den för premieenheten beräknade riskpremien per normskördekrona är f0 = se1 + (l—s)é2

(3)

2. Antag nu a t t anslutningen är partiell i E2 och total i Ex. Den i E2 anslutna arealen är (1—s—ö)a där <5 > 0. Den totala ersättningen blir med dessa antaganden i genomsnitt:

487 ed = sae1 + (1 — s — å)ae2 = av(T0 — 6e2)

(4)

och den totala riskpremieinkomsten: r<5 = savrQ -f (1 — s — d)avr0

= ai>r 0 (l — 5)

(5)

g

3. 1 — ~

har numeriskt beräknats för olika kombinationer av (di, w{) samt för

p = 0,2, s = 0,5. Resultaten framgå av följande tabell. e„

d2

0,10 0,08 0,06 0,04 0,02 0,00

wx = 0,20

= 0,15

Wl

— di =

w2 = 0,10

0,125

0,15

0,15

0,997 0,992 0,980 0,953 0,890 0,764

0,970 0,943 0,856 0,789 0,620 0,186

0,888 0,819 0,689 0,522 0,265 0

0,937 0,899 0,837 0,747 0,618 0,450

e„ Med undantag av det inramade området ligger 1—== i intervall et 0,6 till 1. r o e0 ( 0,6 d d \ För större delen av området ligger sålunda — i intervallet ( 1 -) -, 1 + ]. rd \ 1—o 1—0/ g.

För olika värden på ö ligger sålunda — i intervallen: ra

å

e

-i

Tö

0,9 0,7 0,5 0,3 0,1

1,067 till 1,11 1,26 » 1,43 1,60 »> 2,00 2,40 » 3,33 5,40 » 9,00

Bilaga 3

OBJEKTIV UPPSKATTNING AV VALLSKÖRDENS STORLEK Redogörelse med rekommendationer

avgiven av vallskörde-

kommittén den 28 mars 1957

Innehåll A. Vallskördekommitténs uppdrag och verksamhet

491 B. Sammanfattning av vallskördeundersökningarnas resultat

493 I. Undersökningarnas omfattning i stort

493 II. Bestämning av vallskörden enligt provytemetoden a) Studier av tillväxtförloppet b) Provyteundersökningarnas omfattning och bortfallet c) Provytornas utläggning och storlek d) Provyteskördens anslutning till slåttertidpunkten e) Höskörden per ha f) Bestämning av andra skörden enligt provytemetoden

493 493 493 493 493 494 494

I I I . Bestämning av vallskörden enligt hässjemätningsmetoden a) Sambandet mellan volym och vikt b) Hässjornas form och viktfördelning c) Hässjornas form- och volymförändring under torkningsperioden. . . d) Volymundersökningarnas omfattning och bortfallet e) Hässjevolymen per ha f) Höskörden per ha g) Sättet för skördens tillvaratagande

494 494 496 496 496 497 497 498

IV. Kvalitativa bestämningar a) Botanisk sammansättning

499 499

b) Kemisk sammansättning

499 V. Jordens mullhalt, näringstillstånd och pH-värde

500 VI. Jämförelse mellan hässjemätningsmetoden och provytemetoden 501 a) Bortfallet 501 b) Betydelsen av hässjemätningsmetodens begränsning till hässjade och krakade fält 501 c) Hektarskördarna på samma fält 501 d) Den tekniska svårighetsgraden 501 e) Arbetsförbrukningen 502 f) Felrisker 502 C. Vallskördekommitténs rekommendationer

503 I. Metodernas praktiska utförande a) Urvalet b) Fältarbetet 1. Provytemetoden 2. Hässjemätningsmetoden c) Bearbetningen

503 503 503 503 507 507

II. Tillämpligheten av metoderna

Objektiv uppskattning av vallskördens storlek

A. Vallskördekommitténs

uppdrag

och

verksamhet

Vid behandlingen våren 1955 inom skördeskadeutredningen av de frågor, som uppkommer vid anordningen av ett permanent skydd för skördeskador befanns en tillförlitlig bestämning av skördarnas och skördeskadornas storlek vara väsentlig. Den befintliga insamlingen av skördeuppgifter visade sig vidlåda stora brister och ansågs endast kunna ge en allmän uppfattning om skördeutfallet. För beräkning av ersättningar vid skördeskadeförluster skulle den däremot bli helt oanvändbar, då skördeuppgifterna utgöres av subjektiva bedömningar. Uppgifter om skörden har nämligen hittills lämnats församlingsvis av s. k. gillesombud utsedda inom hushållningssällskapen. Även om dessa i regel är värderingsvana och betrodda jordbrukare, kan det inte förutsättas, att förfarandet vid värderingen blir likformigt, eller att värderingen blir oberoende av uppgifternas användning. Fördenskull erfordrades objektiva metoder för bestämning av skördarnas och skördeskadornas storlek. För vissa växtslag, t. ex. sockerbetor och oljeväxter skulle leveransstatstik kunna utnyttjas. För sädesslagen och för potatis skulle en provytemetod, som utformats under senare år vid lantbrukshögskolan och statistiska centralbyrån, kunna komma till användning. För avkastningen från vall och äng saknades däremot en objektiv bestämningsmetod. Då avkastningen av vall och äng i skördeenheter räknat beräknades uppgå till ungefär hälften av den totala växtproduktionen inom riket, måste en objektiv bestämning av avkastningen från vall och äng vara en på längre sikt oundgänglig förutsättning för en tillfredsställande utformning av ett permanent skördeskadeskydd. Detta problem befanns vara av så stor omfattning, att det borde upptas till behandling i särskild ordning. Fördenskull hemställde skördeskadeutredningen i skrivelse den 24 maj 1955 till Konungen, att en underkommitté till skördeskadeutredningen skulle tillsättas med uppgift att företaga en förberedande undersökning rörande frågan om objektiva metoder för bestämning av avkastningen från vall och äng. I Kungl. brev av den 3 juni 1955 medgavs skördeskadeutredningen att företaga en förberedande undersökning och bemyndigades chefen för jordbruksdepartementet att tillkalla högst tre sakkunniga för att såsom experter biträda utredningen. Departementschefen förordnade samma dag som experter professor Erik Åkerberg, Uppsala, sedermera Svalöv, byråchefen Otto Zetterberg, Stockholm, och laborator Ivar Bachér, Uppsala. I underkommittén ingick vidare ordinarie ledamoten av skördeskadeutredningen, fil. lic. Halvdan Åstrand, Stockholm, och utredningens försäkringstekniske expert, fil. dr Carl Philipson, Stockholm. Vid konstituerande sammanträde den 7 juni 1955 antog kommittén namnet vallskördekommittén och utsåg professor Åkerberg till ordförande. Till kommitténs sekreterare utsågs agr. lic. Odd Gulbrandsen. Vid nämnda sammanträde framlade ordföranden och sekreteraren ett förslag

492 till plan för en undersökning i Uppsala, Jämtlands och Västerbottens län. Kommittén beslöt följa detta förslag och undersökningen påbörjades den 15 juni. I vallskördeundersökningen 1955 undersöktes två metoder att bestämma vallskördens storlek, en provytemetod och en hässjemätningsmetod. Den förstnämnda metoden visade sig medföra väsentliga svårigheter. Genom att provtagningen av arbetstekniska skäl måste utsträckas i tiden, kom tillväxtförloppet att påverka resultaten. Ett försök att korrigera för denna påverkan misslyckades, emedan tillväxtförloppet på olika fält icke var detsamma. Kommittén ansåg dock, att man icke på grund av dessa svårigheter utan vidare borde förkasta provytemetoden, enär den hade flera fördelar. Man ansåg i stället, att metoden ånyo borde prövas, men att man då borde försöka koncentrera provtagningen till tiden för den verkliga slattern. Tillväxtförloppets inverkan skulle då elimineras. Ett ur vissa synpunkter bättre resultat gav hässjemätningsmetoden. Som ett led i denna ingick en undersökning av sambandet mellan hässjors vikt och vissa mått, nämligen längd, höjd och bredd samt volym. Detta samband visade sig vara tillräckligt starkt, för att man med utgångspunkt från mätningar skulle kunna skatta hässjornas hö vikt. Undersökningsmaterialet var dock behäftat med vissa brister. Dels var det hämtat från en viss trakt (kring Umeå) och dels var det — särskilt i fråga om trådhässjor — alltför litet, för att man skulle kunna draga några säkra slutsatser om sambandet är generellt. Kommittén ansåg det därför önskvärt att utföra en ny sambandsundersökning på material från olika delar av landet. Till utformningen av en hässjemätningsmetod hörde också en undersökning av hässjornas sammanfallande under torkningsperioden. Även dessa undersökningar borde — ansåg kommittén — fortsätta under ännu ett år för att ge säkra resultat. Åberopande dessa synpunkter hemställde vallskördekommittén i skrivelse till Konungen den 26 april 1956, att medel måtte anslås till de fortsatta undersökningar, som ansågs erforderliga för det definitiva utformandet av en objektiv metod för bestämning av vallskördens storlek. Det begärda anslaget beviljades den 13 juli 1956. I vallskördeundersökningen 1956 prövades provytemetoden i Uppsala och Kalmar län och hässjemätningsmetoden förutom i dessa två län även i Kronobergs, Hallands och Västerbottens län. Som ledare för fältundersökningarna 1955 fungerade, förutom sekreteraren, agr. lic. Erik Hagsand, Teg, agronom Per-Johan Persson, Uppsala, och agronom Karl-Gustav Thörn, Ås. Vid sammanställning och bearbetning av materialet medverkade agronom Johan Erik Bergstedt, Uppsala, sedermera Örebro, och agronom Åke Borg, Uppsala. Ledningen av fältundersökningarna 1956 har huvudsakligen handhafts av agronom Eje Sandqvist, Uppsala, och aktuarie Torsten Söderlind, Stockholm, vilka också svarat för materialets sammanställning och bearbetning. Vissa avsnitt i den statistiska analysen av 1955 och 1956 års material har utförts av fil. lic. Frithiof Billström, Uppsala. Därjämte har medverkan lämnats av ett stort antal institutioner med lokaler och personal, såsom statistiska centralbyrån, lantbrukshögskolans avdelning för statistik och försöksteknik, statens jordbruksförsök och Sveriges Utsädesförening. Kommittén har färdigställt två separata rapporter, en över vallskördeundersökningen år 1955 daterad den 20 april 1956 och en över vallskördeundersökningen år 1956 daterad den 28 mars 1957. I det följande ges en sammanfattning av de båda rapporternas innehåll. Därefter anföres vallskördekommitténs rekommendationer rörande de funna objektiva metodernas utförande och tillämplighet.

493 B . Sammanfattning

av v allshör deundersökningarnas

resultat

I. Undersökningarnas omfattning i stort

Den förberedande undersökningen 1955 omfattade sammanlagt 310 brukningsenheter inom tre församlingar i Uppsala, två i Jämtlands och tre i Västerbottens län. År 1956 utfördes provyteundersökningar på 89 brukningsenheter inom Uppsala och Kalmar län. Hässjeundersökningar planlades på 436 brukningsenheter dels inom nämnda län, dels inom områden belägna i Kronobergs, Hallands och Västerbottens län. II. Bestämning av vallskörden enligt provytemetoden

a) Studier av tillväxtförloppet. 1955: Ett tillväxtförsök utfördes i Dalby socken i Uppsala län, två på Törsta i Jämtlands län samt tre på Röbäcksdalen i Västerbottens län. I dessa försök skördades parceller om 20 m 2 med vissa tidsintervall. Tillväxten varierade från 70 till 160 kg hö per ha och dag mellan olika vallar och platser. Anpassning med S-formig s. k. logistisk kurva gav växlande resultat beroende på till vilka observationspunkter anpassningen skedde. Försöket i Dalby gav en genomsnittlig tillväxt av 160 kg hö per ha och dag, medan den genomsnittliga tillväxten enligt provyteundersökningarna i samma område blev 100 kg/ha för 1 :a års vall och 75 kg/ha för 2:a års vall. Av nämnda anledningar var det icke möjligt att tillämpa tillväxtfunktioner för omräkning av provyteskördarna till skörd visst datum. b) Provyteundersökningarnas omfattning och bortfallet. 1955: Provtagning utfördes på 130 vallar i Uppsala län, 300 vallar i Jämtlands län samt 355 vallar i Västerbottens län, tillsammans 785 vallar (88 % av det planerade antalet). 1956: I Uppsala län besöktes 44 brukningsenheter och i Kalmar län 45. På dessa brukningsenheter fanns det 96 respektive 106 vallar. Provtagning utfördes på 83 respektive 79 vallar. Bortfallet, som alltså utgjorde 13 respektive 27 vallar, berodde till större delen på att vallarna betades. Av de uttagna fälten var sammanlagt 8 redan skördade vid förbesöket. Efter utläggningen av provytorna blev bortfallet 3 fält. c) Provytornas utläggning och storlek. 1955: Utläggning av provytor längs fältdiagonalen medförde högre skörd för mellersta ytan än för övriga. Provytor om 1 m 2 gav större skörd per ytenhet (ca 10 %) än provytor om 20 m 2 på grund av systematisk utplacering av de små provytorna inom de stora. Provytor om */« m 2 hade samma variationskoefficient som provytor om 1 m 2 . 3 provytor om 1U m 2 gav högre skörd än en 3/4 m 2 beroende på den högre skörden för mellersta ytan och på bristande exakthet i ytornas inmätning, d. v. s. på systematiska förhållanden. Då varianserna var lika, blev variationskoefficienten lägre i förra fallet. Variationskoefficienten inom fält med 3 provytor om 1 m2 steg med vallåldern från 34 till 48 %. Variationen mellan fält kunde inte bestämmas på grund av fältens olika utvecklingsstadium vid provtagningen. d) Provyteskördens anslutning till slåttertidpunkten. 1956: För att underlätta en snabb provtagning lades provytorna ut vid ett särskilt förbesök före slattern. Erfarenheterna från 1955 års undersökning visade

494 nämligen, att provtagningen på grund av den snabba tillväxten måste ske i omedelbar anslutning till slattern. Vid 1956 års undersökning eftersträvade man att utföra provtagningen samma dag som slattern eller högst 2 dygn före eller efter. Detta lyckades i huvudsak. Provtagning före slattern visade sig dock vid årets väderleksförhållanden innebära vissa risker. Sålunda uppsköts slattern på grund av regn eller annat i mer än 2 dygn på 14 fält i Uppsala län och på ungefär lika många i Kalmar län. I en del fall blev slattern uppskjuten i mer än 10 dagar. e) Höskörden per ha. 1956: Med provytemetoden erhölls i området i Uppsala län (den biologiska) skörden 3 140 ± 170 kg hö per ha och i området i Kalmar län 4 930 ± 160 kg hö per ha. Skördarna var högre på andraårsvallarna än på förstaårsvallarna. Att förstaårsvallarna gav lägre skörd berodde på ogynnsamma gronings, tillväxt- och övervintringsförhållanden för insådden 1955. f) Bestämning av andra skörden enligt provytemetoden. 1956: En andra skörd togs på 19 st. av provytorna i området inom Uppsala län. Då en stor del av fälten betades, kunde urvalet icke göras slumpmässigt. På de undersökta provytorna utgjorde andra skörden av grönmassa (hövikt ej bestämd) i medeltal ca 70 % av första. På de 8 fälten i vallgrupp 1 utgjorde den ca 140 %. Såväl första som andra skörden ökade med ökande baljväxthalt, men andra skörden ökade kraftigare, varför fält med höga baljväxthalter hade en i förhållande till första skörden högre efterskörd än fält med låga baljväxthalter. Att andra skörden blev hög torde bl. a. i viss omfattning ha sammanhängt med för året speciella väderleksförhållanden. DI. Bestämning av vallskörden enligt hässjemätningsmetoden a) Sambandet mellan volym och vikt 1955: Högsta sambandet för 51 sektioner av stånghässjor i trakten av Umeå erhölls mellan logaritmerna för vikt, längd, höjd och bredd (RQ = 0,19).1 Vikten var därvid bestämd som hövikt, längden bestämd vid markytan, höjden vid 1ja och 2 /3 längd, bredden vid 1/3 och 2/3 höjd. Sambandet mellan vikt och volym (produkt av längd, bredd och höjd) var obetydligt lägre (F~ = 0,75). Användning av medeltal för två breddmått på Va höjd i stället för medeltal av samtliga fyra breddmått, gav mindre beskrivning (i?2 = 0,66). Sambandsberäkningar på 234 trådhässjor uppmätta och vägda av Svenska Lantarbetsgivareföreningens Arbetsstudieavdelning i samband med tidigare undersökningar rörande enmanshässjningsmetoden gav en svagare beskrivning, troligen beroende på m i n d r e exakta mätningar (fl2 = 0,36): Samband vikt och volym*

Medelvikt kg

Medelvolym m3

Medelvolymvikt kg/m 3

Sektioner av stånghässjor

y = 12,3+18,2 v

178 ± 5

9,1 ± 0,2

19,6

Trådhässjor

y = 122,1+9,2 v

242 ± 3

13,1 ± 0,2

18,5

* y = vikt i kg, v = volym i m . 1956: Regressionsanalys av sambandet mellan vikt och volym utfördes 1956 p å data från 145 trådhässjor, 26 sektioner av trådhässjor, 34 sektioner av stång1

R2 är ett mått på den del av variationen i vikten som samvarierar med de tagna måtten.

495 Diagram 3:1. Samband mellan vikt och volym för hässjor och krakar Dubbellogaritmisk skala

496 hässjor samt 60 krakar fördelade på fem områden. För det sammanslagna materialet erhölls följande samband: vikten i kg = 19,1 ( ± 5,1) + 22,4 ( ± 0,6) x volymen i m 3 (i?2 = 0,86). Vid volymbestämningen mättes enheternas längd på halva höjden. Höjden mättes på Va och 2/3 av längden. Vid varje höjdmätning togs två breddmått, ett på vardera Va och 2/3 av höjden. På krakarna mättes höjden samt o

/O

diametern på Vs och 2/3 höjd (volymen =

X höjd x diameter på Vs höjd X 16 diameter på 2/3 höjd). Ett införande av baljväxthalten och förtorkningsgraden som ytterligare förklarande variabler förbättrade sambandet endast obetydligt. Det var icke möjligt att avgöra huruvida skillnader i fråga om sambandet förelåg mellan de olika områdena eller mellan årsvallarna. Analysresultatet tydde på att regressionen i stort sett var densamma inom olika områden, men att enstaka regionala avvikelser möjligen kunde föreligga. Sambandet för det totala materialet illustreras i diagram 3 : 1 . b) Hässjornas form och viktfördelning. 1955: På 10 trådhässjor med vardera 6 sektioner och 4 varv hängda av samma arbetslag var längden 591 ± 26 cm (30 observationer), höjden 188 ± 10 cm (60 obs.), bredden på Va höjd 81,9 ± 7,7 cm (60 obs.) och bredden på 2/3 höjd 74,9 ± 6,5 cm (60 obs.). Beträffande viktfördelningen var i trådhässjor yttersektionerna tyngre än mellansektionerna på grund av lutande ändstörar. översta linan var pålagd mera hö och den nedersta m i n d r e hö än de övriga. Sektionerna av stånghässjor vägde lika mycket (200 kg) vare sig de bestod av 4 eller 5 varv. Växlingarna i det översta varvets vikt var större än i de övriga varvens, men i medeltal vägde det översta varvet lika mycket som de övriga. c) Hässjornas form- och volymförändring under torkningsperioden 1955: Observationer gjordes på 12 hässjor på Ultuna egendom i Uppsala. Hässjornas höjd och bredd minskade under torkningsförloppet, men längden förändrades ej. Minskningen var störst under de tre första dygnen efter hässjningen men pågick i vissa fall ända till inkörningen. Hässjevolymen minskade fram till inkörningen (efter 7 å 8 dygn) med 26 % av volymen vid hässjningen, därav 18 % under de tre första torkningsdygnen. Förtorkat eller gräsrikt hö hade en större och långsammare volymminskning än icke förtorkat eller baljväxtrikt hö. 1956: Studier av volymförändringen under torkningsperioden utfördes 1956 på 18 hässjor på Ultuna egendom samt på 16 hässjor i trakten av Röbäcksdalen (Västerbottens län). På 7 dagar minskade hässjornas volym med i medeltal ca 25 %. Av denna minskning föll 17—18 procentenheter på de 3 första dagarna. Sammanfallandet pågick ända till inkörningen men var relativt obetydligt efter sjunde dagen. Såväl hässjornas längd och höjd som bredd minskades under torkningsperioden, men förändringen var störst hos bredden. Materialet tydde på att varken baljväxthalt, förtorkningsgrad eller torkningsförlopp inverkade på hässjornas sammanfallande. d) Volymundersökningarnas omfattning och bortfallet. 1955: Det planerade antalet vallskiften utgjorde 890. Genom bortfall av vallskiften som inte förekom vid brukningsenheterna, av fält som saknade hässjor samt framförallt av brukningsenheter som icke hann besökas på grund av den ovanligt korta fälttorkningen reducerades antalet undersökta vallskiften till 611 (69 % ) . 1956: Av besökta 436 brukningsenheter hade 340 minst en hässjad eller krakad vall. På de besökta brukningsenheterna fanns 1 011 vallar, men vallfodret hässja«

497 des eller krakades på endast 748 vallar (74 % ) . Volymundersökning utfördes på 587 vallar (58 %), varvid ca 1 200 enheter (hässjor, hässjesektioner, krakar) uppmättes. 263 vallar kunde ej innefattas i undersökningen, därför att skörden tillvaratogs på annat sätt än genom hässjning eller krakning. över hälften av dessa vallar var 3 år eller äldre. Höet var redan inkört vid besöket på 116 av de uttagna fälten. Bortfallet av hässjade och krakade fält var relativt stort i områdena inom Hallands och Västerbottens län. Detta berodde dels på förekomsten av västkusthässjor, för vilka mätningsmetoder saknades, dels på en försenad igångsättning av undersökningarna. I övriga områden varierade bortfallet mellan 5 och 11 % av antalet vallar med hässjor. e) Hässjevolymen per ha. 1955: Hässjevolymen per ha var i upplandsförsamlingarna sammantagna 171 ± 4 m 3 /ha och i de fem norrlandsförsamlingarna sammantagna 173 ± 3 m 3 /ha (växling mellan 136 och 196 m 3 /ha). Hässjevolymen sjönk med stigande vallålder med undantag för andraårsvallen i en församling. Av totala variansen i hässjevolym per ha föll 10 % på variationen mellan församlingar, 10 % på variationen mellan årsvallar inom församlingar, 73 % mellan fält inom årsvallar och 7 % mellan hässjor inom fält. Medelfelen för brukningsenheternas medelskörd (inom församling och årsvall) var i upplandsförsamlingarna 8,2 m 3 /ha (5 %) och i norrlandsförsamlingarna 13,8 m 3 /ha (8 %). Den totala hässjelängden per fält var genomsnittligt 5 % längre än medellängden av en sektion multiplicerad med antalet sektioner på fältet. Detta berodde på förekomst av överhäng. f) Höskörden per ha. 1955: Höskörden per ha (första skörd) beräknad som hässjevolym per ha multiplicerad med volymvikt växlade mellan 2 700 kg/ha och 3 800 kg/ha. I förhållande till dessa beräkningar låg gillesombudens uppgifter om höskörden 17— 42 % lägre. Se tabell 3 : 1 . Tabell 3:1. Jämförelse mellan hektarskörden enligt gillesombudens bedömningar och den skattade hektarskörden enligt hässjemätningsmetoden. 1955 Höskörd kg/ha

Län

Uppsala

Jämtlands

Församling

GillesombuAntal brukdens uppgifningsenheter ter i procent i underenligt gilles- enligt under- av undersöksökningen ombuden sökningen ningens

Danmark Västeråker Dalby

2 200 2 400 2 600

Rödön Gåxsjö

2 000 2 700

Västerbottens. . . Nysätra Bygdeå Lycksele Tärna

1 900 2 500 2 600 1 600

3 220

3 090

3 450 3 840

58 70

49 50

2 670

3 430 2 690

75 60

28 23

1956: Den skattade hektarskörden för vall av olika ålder inom de fem undersökta områdena varierade mellan 1 860 och 5 800 kg hö. Skörden var i Uppsala län högst på den äldre vallen och lägst på förstaårsvallen. Det sistnämnda be32—703143

498 rodde på ogynnsamma groningsförhållanden för insådden 1955 och svag övervintring i samband därmed. I Västerbottens län erhölls högsta skörden på förstaårsvallen, medan andra årets vall avkastade mest i de övriga områdena. Den funna relationen mellan de tre vallgruppernas skördar inom områdena överensstämde med erfarenheterna från fältarbetet. Den skattade hektarskördens medelfel varierade för årsvallar inom områden mellan 4,9 och 12,3 % av skörden och för all vall inom områden mellan 4,2 och 5,7 %. Gillesombudens uppgifter om skörden låg i två områden 20 respektive 38 % över de skattade skördarna. I två andra områden låg de 17 respektive 23 % under. Se tabell 3: 2. Vid bedömningen av denna jämförelse måste man observera att gillesombudens uppgifter gäller hela vallskördcn, medan de i undersökningen skattade endast avser första skörden (på krakade och hässjade fält). Tabell 3:2. Jämförelse mellan hektarskörden enligt gillesombudens den skattade hektarskörden enligt hässjemätningsmeloden.

bedömningar och 1956

Höskörd, kg/ha

Län

GillesombuAntal brukdens uppgifningsenheter ter i procent enligt gilles- enligt under- av undersök- i undersökningen ombuden sökningen ningens

Stratums ungefärliga belägenhet

Uppsala-EnköPing

2 790

2 680

66 Kronobergs

SÖ om Växjö . .

6 000

4 990

21 Kalmar

Kring Kalmar . .

3 370

4 060

58 Hallands

Kring Halmstad

4 590

3 320

32 Västerbottens

Kring Umeå.. . .

3 080

4 010

58 Uppsala

g) Sättet för skördens tillvaratagande. 1956: Undersökningen grundar sig på uppgifter från 594 brukningsenheter fördelade över hela riket och ingående i statistiska centralbyråns provundersökning för spannmål samt från 368 brukningsenheter inom de fem områdena för hässjeTabell 3: 3. Arealen slåttervall och slåtteräng fördelad efter sättet för skördens tillvaratagande 1956 Hela riket Sättet för skör dens tillvaratagande

2-årsvall

1-årsvall hektar

°/

hektar

°/ /o

Äldre vall hektar

/o

All vall hektar

Slåtteräng

%

hektar

61,1 7,9 13,0 14,5 0,0 1,7 1,3 0,2

3 620 480 5 680 7 180

19,4 2,6 30,4 38,4

0,9

1 140

6,1

0,3

2,2

100,0 18 680

100,0

/o

Hässjning. . . . 229 830 K r a k n i n g . . . . . 23 930 Volmning . . . . 36 690 Avbetning. . . . 11 350 Grönfoder... 370 Ensilage . . . . . 12 730 Fröskörd.... 8 320 Annat s ä t t . . 470 Ej tillvarataget 3 900 Summa

327 590

/o

70,2 291 470 7,3 47 420 11,2 53 720 3,5 14 370 0,1 3,9 5 460 2,5 5 720 0,1 660

69,6 265 940 11,3 30 540 12,8 77 080 3,4 161 380 50 1,3 3 450 1,4 3 340 0,2 830

—

100,0J418 760

100,0 543 040

1,2

°/

49,0 787 240 5,6 101 890 14,2 167 490 29,7 187 040 0,0 420 0,6 21 640 0,6 17 380 0,2 1 960 0,1

4 330

100,0 1289390

499 undersökningen. Hässjning tillämpades på ca 70 % av arealen första- och andraårsvall och på ca 50 % av arealen äldre vall i genomsnitt för hela riket. Skörden krakades på 7—8 % av den totala vallarealen. Tillsammans omfattade hässjning och krakning ca 70 % av rikets vallareal. På 13 % volmades skörden och 14— 15 % av arealen var ämnad till bete (ca en tredjedel av arealen äldre vall). Skörden från 2 % av vallarealen ensilerades (4 CU av förstaårsvallen). Se tab. 3: 3. Inom vissa områden hässjadcs och krakades skörden på mindre än hälften av vallarealen. Krakning förekom främst i östra och västra Götaland. Hässjningen var mest utbredd i skogsbygderna och dess betydelse syntes i stort sett öka från söder mot norr. IV. Kvalitativa bestämningar

a) Botanisk sammansättning. 1955: Materialet omfattade omkring 1 900 subjektiva uppskattningar samt botanisk analys av omkring 120 grönmassaprov och omkring 110 höprov i Uppsala län samt omkring 650 grönmassaprov och omkring 475 höprov i Jämtlands och Västerbottens län. Enligt den objektiva analysen var baljväxthalten i höproven från de uppländska församlingarna 80 % i förstaårsvallar och sjönk till 40 % i äldre vallar. I de norrländska församlingarna var den 12 % i förstaårsvallar och sjönk till 10 % i äldre vallar. Ogräshalten var i de uppländska vallarna omkring 4 %. I de norrländska var den i medeltal 15 %, samt högst i fjällförsamlingarnas vallar (25 %) och i äldre vallar. Den subjektiva bedömningen av den botaniska sammansättningen gav för de yngre vallarna en något högre baljväxthalt (2—3 procentenheter) och för de äldre vallarna en något lägre baljväxthalt än den objektiva analysen. Den subjektiva bedömningen gav genomgående lägre värden på gräshalten (5—6 procentenheter) och högre värden (5—6 procentenheter) på ogräshalten än den subjektiva analysen. Under utvecklingen ökade baljväxthalten och minskade ogräshalten, medan gräshalten var ungefärligen oförändrad i de norrländska församlingarnas vallar. I upplandsförsamlingarnas vallar var förloppet detsamma, men då baljväxthalten var högre, blev effekten av den sjunkande ogräshalten på baljväxthalten liten. Regressionen av hässjcvolym per ha (skörd per ha) på baljväxthalt var i genomsnitt svagt positiv (0,15 m a per procent baljväxthaltsstegring) men växlade så starkt mellan olika församlingar att den även ändrade tecken. Vattenhalten i fullt torkat hö var för baljväxter ca 12 %, för gräs ca 9 % och för ogräs 9—13 % beroende på vilka ogräsarter som ingick. 1956: Antalet analyserade prover inom områdena varierade mellan 20 och 54. Variationerna i provernas sammansättning var mycket stora, varför medeltalen blev tämligen osäkra. I genomsnitt erhölls ungefär samma baljväxthalt i alla områdena. I Uppsalaområdet var den endast hälften så hög som 1955, bl. a. beroende på ogynnsamma groningsförhållanden för insådden 1955 och stark utvintring av baljväxter i samband härmed. I stället var ogräshalten hög. Detta gällde även för 1-årsvallarna i Kalmar län. Baljväxthalten var densamma i de parallellprov som uttagits från provytor och hässjor på samma fält. (32 resp. 31 % i Uppsala och 21 resp. 23 % i Kalmar län.) b) Kemisk sammansättning. 1955: Råprotein- och växttrådbestämningar utfördes på sammanlagt 135 parallella prov av grönmassa och hö från hässjor från en församling i vardera Upp-

500 sala, Jämtlands och Västerbottens län. Höproven innehöll 12 % råprotein och 29 % växttråd i upplandsförsamlingarna samt 10 % råprotein och 30 % växttråd i de norrländska församlingarna. I upplandsförsamlingarna sjönk proteinhalten och steg växttrådhalten med ca 2 procentenheter med högre vallålder, beroende på den lägre baljväxthalten. I de norrländska församlingarna var råproteinhalten oförändrad med stigande vallålder men växttrådhalten sjönk med ca 2 procentenheter. Råproteinhalten steg med ca 0,1 procentenheter för varje procent stegring i baljväxthalten och sjönk med ca 0,3 procentenheter för varje dag under utvecklingen. Ett inflytande av ogräsets artsammansättning på råproteinhalten kunue spåras på så sätt att vallarna i Jämtlandsförsamlingen på grund av den rikligare förekomsten av tvåhjärtbladiga ogräs bibehöll råproteinhalten längre på en högre nivå än vallarna i Västerbottensförsamlingen. 1956: 30 parallellprover från provytor och hässjor på samma fält från Uppsala län och 23 från Kalmar län analyserades. I det förra området var råproteinhalten i medeltal 15,2 % och växttrådhalten 28,5 % av torrsubstansen. I det senare området var motsvarande tal 10,8 resp. 30,8 %. Skillnaderna mellan områdena berodde delvis på olika baljväxthalt hos proverna. I provyteproverna var råproteinhalten 1,4 procentenheter högre än i proverna från hässjor på samma fält. Skillnaden i växttrådhalt var endast i högsta baljväxtklassen skild från noll. I denna klass var växttrådhalten 1,3 procentenheter lägre i provyteproverna. Skillnaderna torde bero på andningsförluster under torkningen och spill under bärgningen.

V. Jordens mullhalt, näringstillstånd och pH-värde

1955: Då jordens näringstillstånd påverkar skördens storlek borde information om näringstillståndet kunna utnyttjas vid analysen av skörderesultaten för belysning av orsakerna till dessas variation. Vid undersökningen 1955 togs för den skull jordprov på varje fält. Resultaten av jordprovsanalyserna sammanfattas nedan. De har icke kommit att särskilt utnyttjas för utformningen av den objektiva skördeuppskattningsmetodiken. Om denna blir underlag för en skördeförsäkring, synes uppmärksamhet böra ägnas åt ev. förändringar i jordboniteten, om dessa kunna förväntas påverka skördevärdena. I upplandsförsamlingarna förekom inga mulljordar i materialet. I de norrländska församlingarna omfattade mulljordarna 1/A av vallarealen. Mullhalten hos mineraljordarna var något förekommande till måttlig i de uppländska församlingarna, måttlig till riklig i de norrländska. Fosfattillståndet var i de uppländska församlingarna varierande, varvid ca 1U av jordarna hade fullt tillfredsställande tillstånd. I de norrländska församlingarna var tillståndet mycket otillfredsställande. Fosfattillståndet i äldre vallar var sämre än i yngre. I de uppländska församlingarna var kalitillståndet fullt tillfredsställande, medan det i de norrländska församlingarna var betydligt sämre. Mediantillståndet var där ej fullt tillfredsställande. Även kalitillståndet försämrades med högre vallålder. Kalktillståndet var tillfredsställande i de uppländska och jämtländska församlingarna men otillfredsställande i västerbottensförsamlingarna. pH-värdena var på mineraljordarna 7,2 i upplandsförsamlingarna, 6,2 i jämtlandsförsamlingarna och 5,7 i västerbottensförsamlingarna.

501 VI. Jämförelse mellan hässjemätningsmetoden och provytemetoden

a)

Bortfallet. 1956: Jämförelsen avsåg att omfatta 96 vallar i Uppsala län och 106 i Kalmar län. Provyteundersökningen kunde genomföras på 83 respektive 79 av dessa vallar, medan hässjeundersökningen genomfördes på 64 respektive 65. Det totala bortfallet var således betydligt större vid hässjemätningsmetoden än vid provytemetoden. Detta berodde väsentligen på att provytor kunde skördas på en del fält med annat bärgningssätt än hässjning och krakning. Det bortfall som berodde på tekniska och organisatoriska brister var däremot praktiskt taget lika stort för båda metoderna (11 resp. 8 vallar). b) Betydelsen av hässjemätningsmetodens begränsning till hässjade och krakade fält. 1956: Genom att jämföra den med utgångspunkt från det totala provytematerialet skattade hektarskörden med hektarskörden baserad på det begränsade provytematerial, som omfattade endast de fält, på vilka båda metoderna genomförts, försökte man belysa betydelsen av hässjemätningsmetodens begränsning till hässjade och krakade fält. De erhållna skillnaderna låg helt inom slumpfelsgränserna (3 140 ± 170 kg/ha resp. 3 130 ± 180 kg/ha i Uppsala län, 4 930 ± 160 resp. 4 890 ± 170 kg/ha i Kalmar län.) Resultatet kan delvis tänkas vara betingat av för året speciella förhållanden, t. ex. den låga skörden på förstaårsvallarna och den högre skörden på de äldre vallarna. Då emellertid de fält som skilde de två skattningarna åt, var relativt få (19 resp. 17 i de båda områdena) och delvis hässjades och krakades (8 st.) eller användes till fröskörd (5 st.), kunde inga definitiva slutsatser dragas av jämförelsen. c) Hektarskördarna på samma fält. 1956: Materialet omfattade 64 fält i Uppsala län och 62 fält i Kalmar län. På varje fält skördades 3 provytor och uppmättes 2 hässjor eller krakar. Med utgångspunkt från härvid erhållna data, skattades hektarskörden enligt de två metoderna. I båda områdena gav hässjemätningsmetoden 18 % lägre skörd än provytemetoden (se tab. 3 : 4 ) . Skillnaden torde i huvudsak ha varit ett uttryck för skillnad i bärgningsförlusterna. Provytemetoden ger nämligen skördar, som ligger närmare de biologiska. Då proven för höviktsbestämning lufttorkades torde skördeuppgifterna ha innefattat en torrsubstansförlust om uppskattningsvis 5 å 10 %. Hässjemätningsmetoden mätte däremot den tillvaratagna skörden. Den totala bärgningsförlusten på ifrågavarande fält skulle således ha varit 23 å 28 %. Denna överensstämmer i stort sett med i litteraturen förekommande uppgifter däröver. d) Den tekniska svårighetsgraden. 1956: Huvudparten av de mera krävande momenten i fältarbetet var gemensamma för de två metoderna. Av de moment, som var speciella för respektive metod, var det särskilt utläggningen av provytorna vid provytemetoden och bestämningen av arealen vid hässjemätningsmetoden, som var av mera komplicerad natur. Arealbestämningen torde underlättas väsentligt vid tillgång till lämplig karta. Det arbetsorganisatoriskt svåraste problemet skapades av slatterns starka koncentration i tiden. Inga markanta skillnader i detta hänseende syntes föreligga mellan de två metoderna.

502 Tabell 3: 4. Jämförelse mellan hektar skör den enligt provytemetoden (P) och enligt hässjemätningsmetoden (Hu) på samma fält 1956 Kol. a: antal fält för valltyp resp. antal brukningsenheter för hela vallarealen. » b: höskörden i kg/ha. »> c: standardavvikelse i kg/ha för talen i kol. b. Valltyp Su Metod

1-års vall

a Uppsala län

P Hu P-Hu P—Hu. p 100

Kalmar län

P Hu P-Hu P — Hu. p 100

b

2-årsvall

c

a

b

äldre vall

c

a

b

c

a

b

c

2 320 220

3 160 300

4 170 360

3 130 180

1 610 140 26

2 600 300 15

3 740 370 39

2 550 210

170 210

560 250

430 360

580 170

4 470 230

5 260 270

4 770 590

4 890 170

25 3 950 320 26 4 050 240 11 4 030 500 32 4 010 200 530 190 12

1 210 330

740 280

890 200

18 A nm.: Förekommande skillnader mellan rad P, rad Hu och rad (P-Hu) beror på avrundningar. e)

Arbetsförbrukningen. 1956: Tidsåtgången per brukningsenhet steg vid hässjemätningsmetoden nästan proportionellt mot antalet undersökta fält på brukningsenheten. Tidsåtgången per fält var för de olika områdena 41, 49, 41 och 71 minuter. Dessa siffror innefattar totala tiden på brukningsenheterna. Till denna tidsåtgång skall läggas arbetet med vägning och mätning av hässjorna i sambandsundersökningen. Därvid åtgick 60 minuter per vägd hässja, vilket blev 28 minuter per fält med hässjemätning vid den omfattning sambandsundersökningarna hade 1956 (antal vägda i förhållande till antal enbart mätta hässjor ca 1 : 4 ) . Tidsåtgången för utläggningen av provytorna var i medeltal ca 80 minuter per fält och vid provtagningen åtgick ca 55 minuter per fält. Totalt åtgick i jämförbara områden ca 70 minuter per fält vid hässjemätningsmetoden och ca 135 minuter per fält vid provytemetoden. Förbesök skulle endast göras i provyteundersökningen. Detta ledde till att provytemetoden krävde 2,7—2,8 besök per brukningsenhet, medan hässjemätningsmetoden erfordrade endast 1,2—1,3 besök per brukningsenhet. f)

Felrisker. 1956: Till belysning av slumpfelens storlek kan tjäna medelfelen i hektarskördarna. Dessa var 1956 ungefär lika stora vid båda metoderna (vid tre provytor per fält 180 kg/ha i Uppsala och 170 kg/ha i Kalmar län samt vid två hässjor per fält 210 resp. 200 kg/ha). Det slumpfel som i hässjemätningsmetoden uppkommer genom tillämpning av ett separat bestämt samband mellan volym och vikt hade ett litet inflytande på det totala slumpfelet (exempelvis 4 % ökning av medelfelet i Uppsala län och 7 % ökning i Västerbottens l ä n ) . Användningen av denna sambandsfunktion kan också alstra systematiska fel.

503 Man löper nämligen under de första åren, innan eventuella skillnader mellan olika områden i fråga om sambandet mellan volym och vikt har kunnat bestämmas, risken att använda ett oriktigt samband. Antag t. ex. att den sambandsfunktion som erhölls i Hallands län vid 1956 års undersökning, vore sann. 1 Eftersom hässjorna i detta område hade en volym av i medeltal ca 11 m3, skulle den tillämpade, för områdena gemensamma sambandsfunktionen givit en underskattning av hässjornas vikt på ca 19 %.

C. Vallskördekommitténs

rekommenderationer

I. Metodernas praktiska utförande

a)

Urvalet, Urvalet bör göras slumpmässigt och som ett flerstegsurval. Därvid bör stegen utgöras förutom av lämpliga områdesindelningar av brukningsenheterna, vallfälten och provytorna respektive hässjorna (eller motsvarande torkningsenheter). I regel torde det vara lämpligt att välja ett fält per brukningsenhet samt minst två provytor respektive två hässjor per fält för att uppnå största precision vid en given kostnad. Om enhetskostnaden för brukningsenheten är hög, vilket kan bli fallet vid en undersökning fristående från annan objektiv skördeuppskattning, och om skillnaderna i skörd mellan olika vallåldrar kan förväntas vara stora, kan det löna sig att stratifiera med avseende på vallålder, exempelvis på förstaårsvall, andraårsvall och äldre vall. Därvid väljes per brukningsenhet ett fält i varje vallålderstratum. b) 1.

Fältarbetet. Provytemetoden. J o r d b r u k a r n a på de valda brukningsenheterna bör underrättas om den förestående undersökningen och härvid lämnas erforderlig upplysning om vad undersökningen innebär. Stundom kan det vara lämpligt att tillställa jordbrukarna blanketter, på vilka de kan upprätta en förteckning över sina vallskiften. För att spara tid och nedbringa reskostnaderna bör fältarbetarna före varje besök per telefon eller annorledes underrätta jordbrukaren om tidpunkten för det förestående besöket. Fältarbetet bör utföras i två etapper. Vid ett förbesök väljes fält och utlägges provytorna. Bland annat för att undvika att växtligheten skadas, bör förbesöket utföras så tidigt som möjligt. Utläggningen kan påbörjas, så snart marken h a r torkat upp på våren. Provytornas läge på fältet bestämmes genom slumpmässigt val av koordinater. Varje provyta bör vid utläggningen markeras med en 1,5 m lång, helst vitmålad stör (bild 4). Störarna förses om möjligt med någon text, exempelvis undersökningsmyndighetens namn. I regel bör en orienteringsskiss upprättas över varje fält och provytornas läge markeras jämväl på denna. För att undvika bortfall bör en god kontakt upprätthållas mellan provtagare och jordbrukare. Provytorna skördas i omedelbar anslutning till den verkliga slattern. Avvikelsen bör icke överskrida två dygn. Frågan ägnas särskild uppmärksamhet, om väderleken är ostadig eller det finns andra omständigheter, som tyder på att slattern kan komma att uppskjutas. Provytorna, som utgör cirklar om 1 m2, avgränsas med det cirkelinstrument som utformats av statistiska centralbyrån och lantbrukshögskolans avdelning för 1

y = 32,02 x — 26,59 i stället för y = 22,44 x + 19,12.

Bild 1. Avgränsningsinstrument: Överst cirkelramen, därunder en järnskodd träpåle, med vilken man fäster instrumentet i provytans mitt.

Bild 2. Provytorna skördades vid vallskördeundersökningarna 1955 och 1956 med gråssaxar av denna konstruktion. På saxarnas undersida hade fästs en 5 cm hög stålmed.

Bild 3. Fjädervåg av den konstruktion som användes vid vallskördeundersökningarna 1955 och 1956. Den krokförsedda delen löper inuti en hylsa och är försedd med en 100-delad skala.

505 Bild 4. Bilden visar en provyta, som markerats med en 1,5 m lång stör, vilken år väl synlig över växtligheten. I föreliggande fall hade fältet i övrigt skördats, medan provytorna lämnats kvar. De skördades 2 dagar senare.

Bild 5. Skörd av en provyta. Avgränsningsinstrumentet fästes i provytans mitt. Då cirkelramen föres runt, avgränsas en cirkelyta på 1 m2. Saxen skötes med den ena handen medan växtligheten samlas upp med den andra.

.\'l:-

Bild 6. Bilden visar ett måttspjut av den typ som användes vid undersökningarna 1955 och 1956. Måttspjutet var tillverkat av ett hårt träslag. I ena ändan var det spetsat, så att det lätt kunde föras genom höet. På bilden pågår en avläsning av en hässjas bredd.

Bild 7. Denna vägningsanordning användes i Uppsalaområdet vid sambandsundersökningarna 1956. Häcken består avfinmaskigt nät fäst på en konstruktion av järn. Vågen, som skymtar under häcken, är en balansvåg. Något över 100 kg kunde vägas åt gången. På bildens vänstra del pågår uttagning av höprov.

507 statistik (bild 1). Skörden utföres med sax. För att provtagarna lättare skall kunna hålla en jämn stubbhöjd bör saxarna förses med stödmed (bild 2). Stödmeden göres så hög, att stubbhöjden på provytorna överensstämmer med den av jordbrukarna använda stubbhöjden (vanligen ca 5 c m ) . Vikten av en noggrann avgränsning och en jämn stubbhöjd understrykes. (Bild 5 visar hur redskapen användes vid skördearbetet.) Skörden på varje provyta väges med något lämpligt vägningsinstrument exempelvis med en 5 eller 2 i/j kg:s fjädervåg (bild 3). Av de två provytornas skördar uttages och väges ett representativt prov på ca 2 kg. Detta torkas på luftig och regnsskyddad plats. Efter torkningen bestämmes hövikten. Ett urval av de torra proven underkastas vattenhaltsbestämning (efter längre transport eller förvaring bör ytterligare en hövikt bestämmas omedelbart före vattenhaltsbestämningen). Vägningsinstrumenten kontrolleras före och efter varje vägningssäsong. 2. H ä s s j e m ä t n i n g s

metoden.

Volymbestämningen: Val av fält sker i samband med besöket för volymbestämning. Om urvalsenheterna definieras så att deras storleksvariation blir så liten som möjligt (exempelvis hel hässja vid trådhässjor, sektion vid stånghässjor), synes en uppmätning av mer än två slumpmässigt utvalda enheter per fält ge liten precisionsvinst. På hässjor och sektioner av hässjor tages ett längdmått, två höjdmått och fyra breddmått. På krakar mätes höjden samt diametern på två ställen. Placeringen av måtten måste ske enhetligt. Den av kommittén tillämpade placeringen (se sid. 496) rekommenderas tills vidare. Förbättringar i mättekniken är givetvis möjliga, men den bör u n d e r inga förhållanden förändras under pågående fältarbete. (Bild C illustrerar den vid vallskördeundersökningarna 1955 och 1956 använda mättekniken.) På grund av sammanfallandet bör enheterna helst icke uppmätas förrän tidigast under 8:e dagen efter upphängningen av höet och i varje fall icke tidigare än den 4:e dagen efter upphängningen. De valda fältens areal bör bestämmas genom uppmätning på tillförlitlig karta (exempelvis ekonomisk) eller direkt på fälten. Sambandsbestämningen: Då full klarhet icke nåtts beträffande eventuella skillnader mellan områden i fråga om koefficienterna i sambandsfunktionen, är det nödvändigt att även framdeles göra sambandsbestämningar, tills full visshet om koefficienternas storlek nåtts. Kommittén anser, att det därvid är tillräckligt att studera det enkla sambandet mellan volym och vikt, då införandet av flera variabler icke ger så mycket större säkerhet, att det motiverar de ökade kostnader som är förenade därmed. Material erhålles lämpligen genom vägning av ett urval av de vid volymundersökningen uppmätta enheterna (subsample). Vägningarna bör ske i anslutning till inkörningen av höet. Torrsubstanshalten bör bestämmas för varje vägd enhet i ett generalprov (jfr bild 7). c)

Bearbetningen.

För att erhålla ett snabbt resultat till låga kostnader bör materialinsamlingen så långt möjligt planeras för maskinell bearbetning. Vid den förberedande undersökningen 1955 infördes av fältarbetarna erhållna data på s. k. marksensingkort med en speciell grafitpenna. Kommittén r e k o m m e n d e r a r ett sådant förfarande, då det manuella arbetet vid bearbetningen härigenom minskas. För felsökningen bör hålkortsmassan sorteras efter en bestämd plan och därvid framkomna kort med extremvärden listas för manuell granskning. Sådana kontroller bör även sättas in på lämpliga stadier av den fortsatta bearbetningen.

508 II. Tillämpligheten ay metoderna

Det har icke varit möjligt att genom de undersökningar och metodstudier, vilka företagits dels i den förberedande vallskördeundersökningen 1955, dels i vallskördeundersökningen 1956, helt lösa alla de frågor och problem som sammanhänger med utformningen av en tillförlitlig metodik för objektiv bestämning av vallskördens storlek. Kommittén har koncentrerat sig på att i första hand finna metoder för en kvantitativ uppskattning av den mest omfattande delen av vallskörden, nämligen höskörden från slåttervall. Bestämning av vallskörd som tillvaratas på annat sätt, såsom genom bete, har endast i mindre utsträckning blivit föremål för undersökning. Kommittén anser dock att en av de prövade metoderna, provytemetoden, är utvecklingsbar för sådana bestämningar. Kvalitetsfrågan h a r varit föremål för vissa undersökningar och åtskilliga överväganden. På grund av de relativt gynnsamma bärgningsförhållanden som rått vid undersökningarna har tillräckligt material lämpat för metodprövning av kvalitetsbestämningar icke erhållits. Kommittén förutsätter, att ytterligare undersökningar och försök kommer att företas för att lösa dessa delproblem, och återkommer härtill i det följande. Som framgår av föreliggande redogörelse, är det två skilda metoder för vallskördeuppskattning, som kommittén prövat under fältmässiga förhållanden. Vid provytemetoden skattas höskörden med utgångspunkt från grönmassaskörden på ett urval av provytor. Vid den s. k. hässjemätningsmetoden bestämmes hövolymen på ett urval hässjor och/eller krakar. Volymen översättes till vikt med hjälp av sambandet mellan volym och vikt. I metoden ingår alltså en bestämning av detta samband. Det föreliggande materialet ger enligt kommitténs mening belägg för att båda dessa metoder är användbara vid en objektiv bestämning av vallskörden. Bland provytemetodens nackdelar märkes främst den större arbetsförbrukningen och att den mäter närmast den biologiska och icke den tillvaratagna skörden. Den större arbetsförbrukningen vid provytemetoden beror framförallt på att ett särskilt förbesök krävs för den tämligen arbetskrävande utläggningen av provytorna. Arbetsåtgången härför kan reduceras en del, om vallskördebestämningen insattes i sammanhang med en allmän skördeuppskattning. Provytemetoden tillämpas nämligen också vid bestämning av skörden för de olika spannmålsslagen. Därvid sker också ett förbesök för val av fält och utläggning av provytor. Om samma urval av brukningsenheter kan användas vid bestämningen av skörden av de olika grödorna, kan utläggningen av provytorna göras för alla grödorna vid samma förbesök. Härvid torde tiden per gröda för förbesöket kunna reduceras betydligt. Bland provytemetodens fördelar märkes dess oberoende av sättet för skördens tillvaratagande. Endast i de fall då vallskörden betas föreligger viss risk för bortfall. Om man får reda på tidpunkten för betessläppning, kan man eliminera detta bortfall genom att bestämma den skörd som då finns. Detta gäller även vid bestämning av återväxt som användes till bete. Hässjemätningsmetoden har den fördelen framför provytemetoden att den är mindre arbetskrävande. Detta gäller särskilt, om sambandet mellan volym och vikt är detsamma inom olika vallgrupper och områden och ingen förändring av sambandet uppkommer mellan skilda år. Man skulle i så fall efter hand kunna inskränka sambandsbestämningarna. För ett säkert klarläggande av dessa förhållanden erfordras mera omfattande sambandsundersökningar än de kommittén företagit. En annan fördel med hässjemätningsmetoden är, att man med denna metod vanligtvis kan bestämma den tillvaratagna höskörden. Om skördeuppskattningen skall ligga till grund för bestämning av ersättning för skördeskador, är

509 det uppenbarligen av stort värde, att effekten av gynnsamt och ogynnsamt väder på fälttorkningen och bärgningen får påverka de skattade skördarna. En svaghet hos hässjemätningsmetoden är, att den i dess nuvarande utformning kan tilllämpas endast på den del av vallskörden som hässjas eller kräkas. Denna begränsning av metodens tillämplighet torde betyda mindre i landets norra delar, emedan praktiskt taget hela vallskörden där torkas på hässjor. I landets södra och mellersta delar kan däremot begränsningen leda till en ofullständig bestämning av vallskörden. Enligt kommitténs mening kan rekommendationer beträffande de båda metodernas användning icke lämnas enbart efter vägandet av för- och nackdelar mot v a r a n d r a med avseende på metodernas förmåga att mäta vallskördens storlek. Det förfarande som bör tillämpas måste ses i relation till det större sammanhang, för vars ändamål vallskördeundersökningarna tillkommit. Den förelagda uppgiften har ju varit att genom en objektiv metod för vallskörden fullständiga ett skördeuppskattningssystem för de viktigare växtslagen. Detta system skulle bilda en av grunderna i ett permanent skördeskadeskydd. Ett väsentligt krav på metoden är då, att den kan väntas förbli användbar på längre sikt. Detta krav fylles av provytemetoden. Hässjemätningsmetoden är däremot, åtminstone i dess nuvarande skick, bunden till vissa bärgningssätt, vilkas omfattning i framtiden kan undergå betydande förskjutningar. Särskilt har man anledning vänta en utökad skulltorkning och ensilageberedning. I dessa fall är beredningsresultatet så gott som helt beroende av jordbrukarnas åtgärder, varför mätning av den biologiska skörden är det enda möjliga förfarandet. För mätning av skörden på betesvallar och av återväxt på slåttervallar som betas, är provytemetoden ensam utvecklingsbar. F ö r en metodik inriktad på mätning av den biologiska vallskörden talar även det förhållandet, att man ifråga om de övriga växtslag, som måste bli föremål för fältundersökningar, hittills endast haft provytemetoden att tillgå. I n n a n lämpliga förfaranden utarbetats, tvingas man även för dessa växtslag att bortse från bärgnings- och kvalitetsförluster. En vidareutveckling av mättekniken att innefatta sådana bärgnings- och kvalitetsförluster för vallskörd, som är oberoende av jordbrukarnas åtgärder, bör då ske parallellt med exempelvis spill- och kvalitetsundersökningar för spannmål. Genom att använda provytemetoden även för vallskörden vinnes en enhetlighet, som ökar tillförlitligheten i provtagningarna och medför ett förbilligande och en förenkling på flera punkter, såsom vid utbildning av fältarbetarna, utläggning av provytorna, materialinsamling och -bearbetning. Därigenom torde kunna återvinnas en del av den betydande kostnadsökning som provytemetoden medför jämfört med hässjemätningsmetoden. Vidare är alt märka att hässjemätningsmetodens företräde framför provytemetoden i fråga om mätning av tillvaratagen skörd endast avser den kvantitativa delen. I den mån man tar upp kvalitetsfrågan i en skördeskadebedömning, krävs en bestämning dels av den normala kvaliteten, dels av den årliga kvalitetsförlusten. Om den förstnämnda har man viss kännedom genom höinventeringarna. Dessa lider dock av den svagheten, att de inte avser ett fullt slumpmässigt urval av höprov. En förbättrad information om den normala kvaliteten skulle erhållas genom att årligen underkasta ett antal prov från skördeuppskattningarna en kemisk analys. Därvid skulle kunna användas de prov som vid provytemetoden underkastas vattenhaltsbestämning. Under förutsättning att sambandsundersökningarna utföres på ett subsample får man även vid hässjemätningsmetoden ett urval av höprover, på vilka kvalitetsbestämningar kan utföras. De kvalitativa förlusterna måste oavsett vilken metod som användes bestämmas i särskild ordning.

510 Enligt vallskördekommitténs mening bör av nu nämnda anledningar provytebestämningar enligt angivet förfarande utgöra huvudmetoden för en objektiv uppskattning av vallskörden. Provytemetoden kan dock inte rekommenderas till ensam användning, då bärgningsförlusterna företer icke obetydliga och delvis okända växlingar mellan olika år. För den skull erfordras en årlig bestämning av bärgningsförlusterna, genom att hässjevägningar och hässjemätningar utföres i begränsad omfattning på ett urval av de fält, vars skörd bestämts med provytemetoden. Med ledning av dessa bestämningar kan årligen den enligt provytemetoden bestämda skörden reduceras schematiskt till att motsvara den tillvaratagna. Hässjeundersökningarna skapar även en beredskap för uppskattning av den tillvaratagna skörden de år och i de områden, där bärgningsförlusterna genom ogynnsamt bärgningsväder kan råka bli särskilt stora. Analogt härmed bör i den mån kvalitetsförlusterna skall innefattas i skördeskadeskyddet, dessa årligen bestämmas genom att ett antal höprov från jordbruk, där prov från provytor kvalitetsbestämts, underkastas kemisk analys med avseende på råprotein- och växttrådhalt för fodcrvärdesbestämning. Även dessa bestämningar bör vid befarandet av större kvalitetsförluster utökas i den utsträckning som kan erfordras.

Bilaga 4

Kvalitativa variationer hos brödsäd och hö

Källor:

Sveriges Utsädesförenings Tidskrift 1931—1957 Kontrollnämndens redogörelser 1941/42—1949/50 Axelsson, Joel: 1952 års höundersökning (stencilerad upplaga).

Innehållsförteckning: Tab. 4: 1. » 4: 2. » 4:3. » 4: 4. » 4: 5. » 4: 6. » 4: 7. » 4:8. » 4: 9. » 4: 10. » 4: 11. » 4: 12.

»

4: 13.

Hektolitervikt, höstvete » vårvete » råg Råproteinhalt, höstvete » vårvete Grodda kärnor, höstvete » » vårvete » » råg Diastatiskt tillstånd, höstvete » » vårvete » » råg Vissa kvalitetsegenskaper hos hö åren 1942—52 A. Växttrådhalt B. Råproteinhalt C. Fodervärde Samband mellan vissa kvalitetsegenskaper hos hö

512 513 514 515 516 517 518 519 520 521 522 523 523 523 523 524

512 Tab.

4:1.

Hektolitervikt,

höstvete

Antal prov med hektolitervikten kg Skördeår

Summa Medelantal tal prov kg

74,5

74,5— 74,9

75,0— 75,9

76,0— 76,9

77,0— 77,9

78,0— 78,9

79,0— 79,9

80,0

19301 312 32 33

36 83

39 60

57 80 38 13

92 112 66 25

82 90 115 58

51 55 95

26 25 92 112

9 3 86 203

392 508 535 521

34 35 36 37 38 39 1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

12 8 8 15 9 3 20 45 21 3 6 63 26 3 25 17 41 205 34 43 104 3 121

18 7 3 3 11 7 21 3 12 9 2 19

24 16 29 25 16 3 28 45 18 15 4 66 16 4 29 31 21 45 23 20 34 4 51

77 34 41 42 41 19 36 61 25 33 19 76 43 17 45 47 41 38 30 44 34 11 65

80 49 52 80 60 36 63 74 53 75 20 93 71 10 61 56 70 43 49 43 50 21 71

74 78 118 97 90 68 107 95 56 92 34 85 109 30 102 94 76 31 54 48 44 46 60

81 104 98 93 110 107 110 55 109 118 76 64 112 46 91 95 75 12 56 55 39 63 33

167 263 187 162 216 268 152 69 196 150 335 45 128 248 88 132 126 12 103 89 33 256 45

521 553 540 527 549 505 526 458 483 495 494 510 512 361 444 483 457 407 352 354 347 406 465

Summa 1934—56

1 688

1 802

3 470

10 749

%

7,8

1,7

5,3

8,5

11,9

15,7

16,8

32,3

100,0

<

38 15 6 1 7 13 7 1 10 14 5 9

—

—

^

78,2 79,1 78,7 79,2 78,8 78,6 79,3 79,8 78,2 77,4 78,7 78,8 80,2 77,0 78,7 80,5 78,2 78,3 78,1 73,9 78,1 77,6 75,2 80,2 76,4

78,3 1

Klassindelning: < 74,0, 74,0—74,9, 75,0—75,9 76,0—76,9, 77,0—77,9, 78,0—78,9, 79,0— 79,9, ^ 80,0. < 74,5, 74,5—75,4, 75,5—76,4, 76,5—77,4, 77,5—78,4, 78,5—79,4, 79,5— 80,4, ^ 80,5.

Tab. 4:2. Hektolitervikl, vårvete Antal prov med hektolitervikten kg Skördeår

Summa Medeltal antal prov kg

< 74,5

74,5— 75,9

76,0— 76,9

77,0— 77,9

78,0— 79,4

79,5— 80,9

81,0— 81,9

> 82,0

1 44 10

5 13 6

5 14 2

9 24 10

9 22 14

23 31 36

53 29 33

24 95

105 201 206

81,0

33 34 35 36 37 38 39 1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

2 2 2 1 11 5 14 5 4 6 9 2 9 4 29 186 119 41 165 10 50

1 1 1 2 3 2 3 10 11 9 8 5 14 2 8 6 8 44 28 26 46 12 25

1 3 5 1 6 4 4 9 12 7 8 12 21 2 11 6 20 39 21 21 28 7 14

3 6 11 3 11 9 3 16 16 11 13 24 27 7 22 9 25 43 17 39 24 8 16

2 11 13 21 14 22 19 30 32 40 35 29 43 39 16 51 19 38 18 25 62 39 38 48

25 46 30 45 56 64 43 60 73 52 75 46 73 70 34 61 69 64 29 37 76 24 64 63

26 60 37 43 25 33 41 47 62 42 57 36 30 27 42 38 52 30 4 20 32 12 59 40

145 81 125 106 120 75 79 85 98 77 66 104 35 32 231 61 80 47 1 27 39 10 147 34

198 203 215 234 223 216 198 243 305 264 265 248 228 239 336 261 245 261 364 294 336 348 345 290

82,7 81,5 81,9 81,1 81,8 80,7 80,9 80,1 80,4 79,4 80,4 81,1 79,6 79,3 82,5 79,9 80,7 79,0 72,8 75,4 78,7 75,1 81,3 78,2

Summa 1933—56

1 279

1 905

6 359

10,6

4,3

4,1

5,7

11,1

20,1

14,1

30,0

100,0

19301 312 323

79,8 /o

1 Klassindelning: < 74,0, 74,0—75,9, 76,0—76,9, 77,0—77,9, 78,0—78,9, 79,0—79,9, ^ 80,0.

»

< 74,5, 74,5—75,4, 75,5—76,4 76,5—77,4 77,5—78,4, 78,5—79,4, 79,5— 80,4, ^ 80,5.

»

< 74,0, 74,0—75,9, 76,0—76,9, 77,0—77,9, 78,0—79,4, 79,5—80,9, 81,0— 81,9, ^ 82,0.

33—708143

514 Tab.

4:3.

Hektolitervikt,

råg

Antal prov med hektolitervikt kg Skördeår

< 69,0

1930 31 32 33 34 35 36 37 38 39 1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

10 52 8

— 1 4 8 2 10 1 6 15 9 9 2 27 14 5 4 5 5 10 31 10 98

Summa Medelantal tal prov kg

69,0— 69,9

70,0— 70,9

71,0— 71,9

72,0— 72,9

73,0— 73,9

74,0

7 33 9 2 2 4 5 7 12

28 50 12 2 2 5 6 9 21 1 6 19 22 8 10 25 18 8 11 7 6 19 15 10 22 1 13

33 53 18 7 9 14 12 16 23 4 11 19 21 16 11 33 31 11 24 19 14 21 27 16 22 5 17

63 52 32 15 10 14 33 26 43 11 18 35 57 20 22 61 58 17 30 33 14 26 27 25 31 5 20

57 38 47 18 28 51 32 44 37 31 38 67 65 45 31 52 61 34 65 51 21 34 45 39 20 22 33

56 24 164 259 239 247 266 255 167 243 246 195 170 242 222 119 128 241 142 183 213 94 67 112 26 155 115

254 302 290 303 291 339 362 359 313 291 326 356 350 345 300 331 322 319 283 300 274 210 225 214 247 190 225

—

^

1 6 6 5 2 14 12 3 7 2 1 6 13 2 28 2 8

Summa 1930—56

1 106

4 590

7 921

%

4,6

2,5

4,5

6,4

10,1

14,0

57,9

100,0

—

74,0 76,1 75,1 74,8 75,0 74,9 74,0 75,9 75,1 74,1 73,7 74,6 74,8 72,8 73,2 75,2 74,1 74,4 75,4 73,4 72,8 73,5 70,5 75,5 73,5

74,3

515 Tab. 4:4.

Råproteinhalt,

Antal prov m e d råproteinhalten

Skördeår

höstvete %

Summa Medelantal tal prov %

< 9,0

9,0— 9,9

10,0— 10,9

11,0— 11,9

12,0— 12,9

13,0— 13,9

14,0

19301 312

13 9

78 94

173 187

79 156

42 45

7 14

5 3

397 508

32 33 34 35 36 37 38 39 1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

116 21 126 121 33 65 57 26 6

32 27 41 130 40 15 4 10 11

26 90 103 68 122 10 95 108 161 104 128 79 31 64 46

184 120 162 205 134 166 163 116 25 5 109 162 183 202 231 29 124 204 155 65 125 117 110 119 109

101 187 101 139 182 151 187 189 40 11 172 117 135 121 107 87 98 91 67 36 64 99 115 128 142

59 134 51 49 110 94 82 117 106 47 100 67 43 72 41 104 53 42 23 39 25 56 60 50 90

42 43 27 17 53 31 29 39 151 124 52 31 15 24 5 69 26 12 6 20 6 13 18 25 44

20 16 14 8 26 1 17 14 197 272 22 11 2 16 3 63 16 3 4 17 4 12 10 28

535 521 521 553 540 527 549 505 526 459 483 496 494 512 520 362 444 487 457 411 388 383 350 406 470

Summa 1932—56

1 806

3 324

2 867

1 714

11 899

°/

4,0

15,2

27,9

24,1

14,4

7,7

6,7

100,0

40 14 2 19 14 4 1 2 18 13 9 11

10,3 11,5 10,7 10,6 11,6 10,9 11,2 11,5 13,2 14,1 11,5 10,9 10,7 11,1 10,6 12,5 10,6 10,5 10,1 9,9 10,1 10,6 11,2 11,1 11,3

11,1 1

/o

Klassindelning: ^ 9,0, 9,1—10,0, 10,1—11,0, 11,1—12,0, 12,1—13,0, 13,1—14,0, > 14,0. » ^ 9,0, 9,1—10,0, 10,1—11,0, 11,1—12,0, 12,1—13,0, 13,1—14,0, > 14,0.

516 Tab. 4:5.

Råproteinhalt,

vårvete

Antal prov m e d råproteinhalten %

Skördeår 19301 312 32 33 34 35 36 37 38 39 1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

Summa Medelantal tal prov %

< 9,0

9,0— 9,9

10,0— 10,9

11,0— 11,9

12,0— 12,9

13,0— 13,9

> 14,0

4 20

15 61

22 69

29 31

33 11

103 201

20 1 11 19 4 12 8

16 8 8 1 1 5

2 1 21 21 33 14 34 4 17 24 10 56 32 34 7 7 20

55 13 21 54 16 37 27 9 9 1 56 48 89 73 88 48 86 63 58 102 63 77 40 32 57

63 26 49 68 56 61 51 27 23 19 77 61 71 74 1 73 80 88 77 95 95 96 110 74 79 98

36 53 63 47 52 61 65 44 40 53 62 58 33 38 25 88 41 41 54 50 67 76 98 111 58

28 105 56 27 106 51 65 118 169 233 46 73 19 27 11 122 26 36 42 39 57 60 129 115 53

206 198 203 215 234 223 216 198 243 307 264 266 249 228 238 342 262 248 260 364 324 366 349 345 291

1 1 1 1 1 1 6 1 1

1 4 3 2 6 3 7

Summa 1932—56

1 222

1 691

1 414

1 813

6 639

/o

0,2

1,1

6,2

18,4

25,5

21,3

27,3

100,0

12,6 14,3 13,2 12,6 13,8 12,9 13,2 14,3 14,4 14,7 12,7 13,0 12,0 12,4 11,9 13,3 12,2 12,5 12,9 11,9 12,6 12,4 13,4 13,7 12,5

13,0 1 2

^ 9,0, 9,1—10,0, 10,1—11,0, 11,1—12,0, 12,1—13,0, 13,1—14,0, > 14,0. gj 9,0, 9,1—10,0, 10,1—11,0, 11,1—12,0, 12,1—13,0, 13,1—14,0, > 14,0.

517 Tab. 4:6. Grodda kärnor, höstvete Antal prov med % grodda kärnor

Skörde-

år

0,0—1,0

1,1—2,0

2,1—3,0

3,1—4,0

4,1—5,0

> 5,0

59 131 25 6 36 4 78 51 67 41 114 78 34 72 39 109 72 8 96 52 13 68 27 25 102 1 99

27 60 3 2 11

15 20

14 7

35 19

— —

— —

— — —

51 52 53 54 55 56

247 271 507 513 465 545 421 444 373 439 217 165 432 177 438 168 405 353 274 416 430 278 321 320 169 397 239

Summa 1930—56

9 424

%

74,2

31 32 33 34 35 36 37 38 39 1940

41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950

Summa Medeltal antal % prov

—

—

—

—

397 508 535 521 521 553 540 527 549 505 526 459 483 495 493 510 517 362 432 487 455 409 352 354 350 398 470

12 708

11,9

5,3

2,5

4,7

100,0

— 26 17 49 12 59 44 10 51 12 54 24 1 30 18 5 31 2 6 46

7 2 7 4 15 5 42 41 2 41

— 3 4 5 3 19 32 5 28

2 5 7 40 5 75 99

—

—

—

32 11

25 2

126 4 122 3

—

.—.

—

14 1 1 12 2 1 15

—

—

2 1

4 19

—

— —

2 9

0,2 0,1 0,5 0,3 0,8 0,6 1,3 0,7 2,6 4,2 0,5 3,1 0,5 3,8 0,7 0,2 1,0 0,6 0,5 1,1 0,6 0,5 1,4 0,1 1,4

1,1

Tab. 4: 7. Grodda kärnor, vårvete Skördeår

Antal prov med % grodda tärnor ] 0,0—1,0

1,1—2,0

51 52 53 54 55 56

87 170 202 192 169 209 211 197 131 160 123 104 198 200 160 73 131 342 195 242 219 280 264 294 256 326 254

Summa 1930—56

%

31 32 33 34 35 36 37 38 39 1940

41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950

2,1—3,0

3,1—4,0

4,1—5,0

> 5,0

11 21 2 5 27 4 13 15 37 18 47 77 34 35 31 34 37

2 5 1 1 4 1 4 5 17 8 30 45 10 12 22 29 26

1 1

3 1 1

—

—.

39 4 22 54 13 27 63 8 20

12 2 7 16 1 5 22 3 7

5 389

78,4

10,2

Summa Medeltal antal 0/ prov %

1 4 4 11 10 2 4 6 10 13

1 3 17 3 19 41 9 10 19 55 19

—

—

—

—

—

—

2 5 8 4 3

1 4 4 1 1

—

—

7 4 5 5 4 5 4

104 201 206 198 203 215 234 223 216 198 243 307 264 266 249 225 237 342 258 248 258 363 295 336 349 442 291

6 871

4,3

2,4

1,2

3,5

100,0

— — 1 1 5 2 10 5 13 30 11 5 11 24 11

— — .—. — —

— 2

—

0,2 0,2 0,6 0,2 0,4 0,5 1,4 1,0 1,5 2,7 1,1 0,8 1,4 3,2 1,8 0,1 0,8 0,2 0,7 0,7 0,7 0,6 1,0 0,2 0,6

0,9

519 Tab. 4: 8. Grodda kärnor, råg Skördeår

Antal prov med % grodda kärnor 0,0—1,0

1,1—2,0

1930 31

120 37

32 33 34 35 36 37 38 39 1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

Summa Medeltal antal % prov

2,1—3,0

3,1—4,0

4,1—5,0

> 5,0

41 50

3Q 42

16 42

254 302

238 257 173 318 101 242 228 195 117 93 295 110 279 161 205 272 167 163 213 79 72 103 50 189 75

36 37 61 21 90 54 25 49 50 41 33 47 14 35 59 33 45 75 32 49 73 38 45 1 64

7 6 27 3 58 26 21 23 41 36 7 36 2 21 27 8 29 34 9 37 33 26 42

3 1 7 3 34 13 12 11 26 36 4 22 4 23 9 3 19 12 5 9 20 13 31

1 1 7 1 21 7 5 7 17 28 5 32 1 18 7 1 7 7 4 12 11 10 19

5 1 16 3 58 17 22 6 75 125 6 98 2 73 17 2 23 8 9 23 16 24 59

290 303 291 349 362 359 313 291 326 359 350 345 302 331 324 319 290 299 272 209 225 214 246 190 233

Summa 1932—56

4 395

1 107

7 392

/o

59,5

15,0

8,1

4,6

3,2

9,7

100,0

0,9 0,7 1,4 0,6 2,8 1,3 1,2 1,2 4,2 4,7 0,8 4,0 0,5 3,1 1,4 0,6 1,8 1,3 1,1 2,5 2,1 2,6 2,9 0,1 3,4

1,9

520 Tab. Skördeår

4: 9. Diastatiskt

tillstånd,

höstvete

Antal prov med diastatiskt tillstånd, Molinenheter (ME) 37—38

>

38 Summa antal prov

Medeltal ME

540 527 549 505

27 21 24 24 34 34 24 33 21 33 25 17 24 21 27 26 28 29 37 18 40

< 25

25—28

29—32

33—36

1936 37 38 39

242 437 364 393

144 51 56 43

79 24 38 29

45 13 25 9

1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

116 117 384 139 430 152 350 356 303 429 294 253 104 142 25 395 39

94 58 43 52 15 52 39 5 55 40 86 66 153 92 44 9 37

71 51 14 37 13 54 23

52 56 12 51 11 46 18 1 25 2 13 28 15 30 61

24 25 9 19 3 27 11

169 152 21 197 22 175 68

5 2 4 5 8 8 20

28 2 28 18 15 40 133

526 459 483 495 494 506 509 362 443 487 455 407 352 354 348 406 470

Summa 1940—56

4 028

1 362

7 556

%

53,3

12,5

7,7

6,0

2,5

18,0

100,0

27 12 30 37 57 42 65 2 47

30 2 66 31

521 Tab. 4:10. Skördeår

Diastatiskt

tillstånd,

vårvete

Antal prov med diastatiskt tillstånd, Molinenheter (ME) >

37—38

< 25

25—28

29—32

33—36

1936 37 38 39

85 186 149 138

82 14 22 24

33 13 16 11

13 7 16 10

1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

104 106 169 204 143 71 62 339 184 172 150 199 71 148 74 317 30

45 56 17 25 20 24 24 2 27 41 36 76 55 67 70 7 39

26 41 31 11 20 22 15

17 39 11 6 11 19 23

8 12 3 5 8 5 10

43 52 33 15 46 82 98

19 13 17 37 34 40 62 4 57

16 7 18 21 19 23 45 8 51

5 3 13 8 15 11 16 2 20

Summa 1940—56

2 543

/o

52,3

13,0

9,2

6,9

Summa Medeltal antal ME prov 234 223 216 198

28 22 22 24

7 9 24 23 101 47 82 7 92

243 306 264 266 248 223 232 341 258 245 258 364 295 336 349 345 289

28 28 25 21 26 32 36 14 21 23 27 25 34 30 33 19 36

4 862

2,9

15,7

100,0

21 3 13 15

522 Tab. 4:11. Diastatiskt tillstånd, råg Skördeår

Antal prov med diastatiskt tillstånd, Molinenheter (ME)

Summa antal prov

Medeltal ME

362 359 313 291

32 27 24 30 33 27 31 36 25 25 28 19 30 24 30 36 44 35 45 14 44

< 28

28—31

32—35

36—39

1936 37 38 39

122 258 249 134

75 40 21 50

62 25 15 36

47 14 15 22

1940 41 42 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52 53 54 55 56

130 185 134 89 250 198 202 295 96 193 122 40 12 87 7 189 32

36 45 75 29 23 34 29 4 47 53 72 27 17 14 2

29 53 57 22 9 31 27 13 50 29 41 39 21 22 10

17 13 10 23 2 10 9 1 15 6 5 22 25 18 13

85 21 38 139 12 31 31 2 22 4 18 43 126 48 199

29 42 36 43 5 27 22 4 37 10 14 38 24 25 16 1 28

326 359 350 345 301 331 320 319 267 295 272 209 225 214 247 190 231

Summa 1940—56

2 261

4 801

°/

47,1

11,0

10,1

8,4

4,2

19,2

100,0

/o

40—41

>

56 22 13 49

523 Tab. 4:12.

Vissa kvalitetsegenskaper A.

Skördeår

hos hö åren

1942—1952

Växttrådhalt i %

Gräshö

Klövergräshö

Klöverhö

Alla höproven

1942 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52

27,7 27,3 28,2 28,4 27,9 27,6 26,8 26,7 27,1 28,0 28,0

26,9 25,1 28,2 27,6 27,5 26,7 26,3 26,0 25,9 26,2 26,4

25,4 22,9 26,5 26,8 26,6 25,3 25,6 25,3 24,7 24,7 24,6

27,3 25,8 28,0 27,8 27,4 27,2 26,3 26,2 26,1 26,5 26,8

1942—1952

27,6

26,6

25,3

26,9

B. Skördeår

Råproteinhalt i %

Gräshö

Klövergräshö

Klöverhö

Alla höproven

1942 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52

7,9 7,5 8,3 7,8 8,5 8,1 8,2 7,8 7,9 8,4 8,1

10,0 10,0 10,2 10,2 10,1 10,1 10,0 10,0 10,1 10,5 10,2

12,3 12,7 12,3 12,3 12,5 11,5 12,1 11,8 12,0 13,2 12,3

9,2 9,2 9,5 9,7 10,0 8,9 10,1 9,5 9,6 10,4 9,6

1942—1952

8,0

10,1

12,3

9,6

C. Skördeår

Fodervärde i fe(i") pr kg

Gräshö

Klövergräshö

Klöverhö

Alla höproven

1942 43 44 45 46 47 48 49 1950 51 52

0,65 0,66 0,65 0,65 0,65 0,66 0,67 0,67 0,67 0,65 0,65

0,66 0,69 0,64 0,65 0,65 0,67 0,67 0,68 0,68 0,67 0,67

0,67 0,71 0,66 0,66 0,66 0,68 0,68 0,68 0,69 0,69 0,69

0,66 0,68 0,65 0,65 0,66 0,66 0,«7 0,67 0,67 0,67 0,66

1942—1952

0,66

0,67

0,68

0,66

524 Tab.

4:13.

Samband

mellan

vissa kvalitetsegenskaper 1942—1950)

hos hö (enkla

medeltal

för

åren

Medeltal

Kvalitetsklass Gräshö (0—25 % klöver) Växttrådhalt

23,6%

23,7— 26,1 %

26,2— 28,6 %

Fodervärde fe(i) pr kg Råproteinhalt %

0,72 9,0

0,69 8,5

0,66 8,0

28,7— ^ 3 1 , 2 % 31,1 % 0,59 0,63 7,3 7,6

^ 22,3%

22,4— 24,8 %

24,9— 27,3 %

27,4— ^ 2 9 , 9 % 29,8 %

0,74 12,1

0,70 11,0

0,67 10,1

0,64 9,6

0,61 9,0

^21,0 %

21,1— 23,5 %

23,6— 26,0 %

:28,6 %

0,75 15,5

0,72 13,3

0,68 12,5

26,1— 28,5 % 0,65 11,5

0,66 8,1

Klöver-gråshö (25—75 % klöver) Växttrådhalt Fodervärde fe(i') pr kg Råproteinhalt %

0,67 10,4

Klöverhö (75—100 % klöver) Växttrådhalt Fodervärde fe(i') pr kg Råproteinhalt %

0,62 10,8

0,68 12,7

Bilaga 5

Priser vid värdering av normskörd och aktuell skörd med genomsnittlig kvalitet

Priserna i det följande avser normal eller genomsnittlig kvalitet. Med genomsnittlig kvalitet menas ett medeltal över flera år i kvaliteten. Justeringar i den aktuella skördens priser med hänsyn till kvalitetsskador behandlas ej här. Bestämning av pris för normskörd förutsattes ske vid en prisprognos under senare delen av juli månad med ledning av arealinventering per 1 juni och normskördar per hektar. Bestämning av pris för aktuell skörd utföres under senare delen av oktober. I samband med behandlingen av prisfrågan för hö anföres en beräkning rörande olika ersättningsvärden för hö. Brödsäd Normpriserna för vete och råg bör avse de beräknade priserna per 1 oktober vid årets arealomfattning och normala hektarskördar samt fastställes med beaktande av de internationella marknadsförhållandena och tillgängliga medel i spannmålshandelns regleringskassa. De fastställes som priser för grundkvalitet vid prisort justerade för genomsnittlig avvikelse i hektolitervikt och proteinhalt samt minskade med genomsnittliga fraktkostnader. Aktuella priserna utgörs av Sveriges Lantbruksförbunds noteringar eller gällande inlösenpriser per 1 oktober, justerade för samma kvalitetsavvikelser och minskade med samma fraktkostnader som för normpriserna. Fodersäd Normpriserna för fodersäd bör avse prognos av priset för fodersäd per 1 oktober, avseende foderkorn, vithavre och vitblandsäd samt differentierat på tre prisområden, Mellansverige (Gsk, Gns, Ss, Ssk), Sydsverige (Gss, Gmb) och Norrland. Aktuella priset bestämmes på basis av Sveriges Lantbruksförbunds noteringar som ett enkelt genomsnitt av de fyra kring 1 oktober liggande veckonoteringarna för foderkorn, vithavre och vitblandsäd. Till grund för priset för Mellansverige lägges noteringarna i Stockholm, Norrköping, Västerås—Enköping, Örebro, Lidköping—Mariestad och Göteborg, för priset i Sydsverige noteringarna i Kalmar, Visby, Malmö och Halmstad—Falköping, för priset i Norrland mellansvenska priset jämte genomsnittligt fraktkostnadstillägg. Potatis Normpriset för matpotatis bör avse prognos för säsongpris per 1 oktober av prima välsorterad potatis (sortklass II) engros fritt Stockholm minskat med genomsnittlig frakt- och emballagekostnad. Normpriset för fabrikspotatis skall avse beräknat pris per 1 oktober till producent för potatis med 17,5 procent stärkelsehalt och 70 kg hektolitervikt.

526 Aktuellt pris för matpotatis bestämmes på basis av Sveriges Lantbruksförbunds noteringar som ett enkelt medeltal av de fyra kring 1 oktober liggande veckonoteringarna för prima välsorterad potatis (sortklass II), levererad fritt Stockholm till partihandlare, minskad med samma frakt- och emballagekostnad som normpriset. Aktuellt pris för fabrikspotatis utgörs av producentpris per 1 oktober vid 17,5 procent stärkelsehalt och 70 kg hektolitervikt, fastställt av samarbetsorganet för Sveriges Stärkelseproducenters förening och Svenska bränneriidkareföreningen. På grund av att en del till mat- respektive fabrikspotatis användbara kvantiteter går till foder, måste priserna reduceras för den andel fodervärde som skulle erhållas vid normala hektarskördar. (Se därom kap. IV sid. 50.) Fodervärdet beräknas därvid som det ersättningsvärde som erhålles vid utbyte mot foderkorn. Sockerbetor Normpris utgörs av sockerbolagets prisprognos per 1 augusti för sockerbetor med 17,5 procent sockerhalt. Aktuellt pris utgörs av sockerbolagets prisnotering per 1 oktober för sockerbetor med 17,5 procent sockerhalt. Oljeväxter Normpriset för oljeväxter bör avse prognos för priset per 1 oktober för oljefröer vid 18 procent vattenhalt och 47 procent oljehalt justerat för genomsnittlig avvikelse i oljehalt. Aktuellt pris för oljeväxter bestämmes som inlösenpris per 1 oktober för oljefröer vid 18 procent vattenhalt och 47 procent oljehalt justerat för samma avvikelse i oljehalt som normpriset (detta pris torde dock ej komma att användas då kvalitetsavvikelser kommer att vara inräknade i uppgifterna om aktuella skördevärden och således ej behöver beräknas separat). Hö Normpris bestämmes som ett ersättningsvärde för mellansvenskt hö med genomsnittlig kvalitet. Därvid ersattes höets innehåll av foderenheter, torrsubstans och smältbar råprotein med motsvarande näringsinnehåll i korn, 48-procentig kraftfoderblandning och höstvetehalm. Priset för korn bestämmes som en prognos av priset per 1 oktober för foderkorn i Mellansverige och priset på kraftfoderblandning likaså som prognos av pris per 1 oktober. Halmpris sättes lika med 0. Aktuellt pris bestämmes som ersättningsvärdet per 1 oktober, vari ingår priser bestämda som enkelt medeltal av fyra kringliggande veckonoteringar för foderkorn i Mellansverige respektive för kraftfoderblandning. Halmpris sättes lika med 0. Genom att halmpriset sättes lika med 0 kommer ersättningsvärdet att i genomsnitt ligga under marknadspriserna för hö. Denna skillnad är motiverad av kostnaderna för pressning och transport för försålt hö. Medtagande av noterat halmpris skulle därjämte leda till en av skördeutfallet för starkt påverkad prisvariation. Detta framgår av följande utredning. Jämförelse

mellan marknadspris

och ersättningsvärde 1931/32—1956/57

för vallhö

produktionsåren

Marknadspriser Vallhö: Pris till producent för pressad vara på stationer i mellersta Sverige. Korn: Medelpris till producent på flera orter. Havre: Medelpris till producent på flera orter för vit foderhavre.

527 Kraftfoderblandning: Medelpris till förbrukare på flera orter för 48-procentig vara. Halm: Pris till producent för pressad höstsädeshalm på stationer i mellersta Sverige. Fodermedlens fodervärde, proteininnehåll samt torrsubstanshalt De noterade marknadspriserna torde avse normalkvalitet. Det har därför ansetts lämpligt att också räkna med det fodervärde och proteininnehåll som anges för normalkvalitet. Fodermedlens sammansättning framgår av nedanstående tablå: Index

1 2 3 4 5

Fodermedel

Korn Havre Kraftfoderblandning Halm Vallhö alt. I och II

....

Fodervärde fe (i) per kg

Smältbar råprotein gram per kg

Torrsubstans

1,00 0,94 1,10 0,48 0,66

84 98 340 12 61

87 87 90 85 85

%

Källa: Joel Axelsson: Våra fodermedel. Ersättningsvärde Beräkningsgrunder Ersättningsvärdet har beräknats med utgångspunkt från den mängd korn eller havre samt kraftfoderblandning och halm som höet under angivna förutsättningar kan ersätta i en balanserad foderstat. Beräkningarna har utförts enligt följande tre huvudalternativ. Alt. I. Höet har antagits ha en sammansättning motsvarande genomsnittet för i landet analyserat hö under perioden 1942—1952 (se tablån). Värdet har beräknats efter den ersatta mängden korn, kraftfoderblandning och halm. Kornet och kraftfoderblandningen har värderats till marknadspris. För halmen har antagits alternativt a) fri halmtillgång (priset noll) b) marknadspris på halm. Alt. II. Värdet har beräknats efter den ersatta mängden havre, kraftfoderblandning och halm. I övrigt som alt. I. Alt. III. Höet har för varje år antagits ha ett fodervärde och proteininnehåll som motsvarar genomsnittet hos under året analyserat vallhö inom landet. I övrigt har beräkningarna utförts som i alt. I. Beräkningsmetod Beräkningarna h a r utförts enligt FOH-metoden. Följande generella ekvationssystem har använts för bestämning av kvantiteterna: \F + O + H = 1 \rf.F + r0O + rh.H = rh5 {tsf.F + ts0-O + tSfl.H = tshö där F = antal av en fe1 hö ersatta fe fodersäd O = antal av en fe hö ersatta fe kraftfoderblandning H = antal av en fe hö ersatta fe höstsädeshalm T = gram smältbar råprotein per fe ts = kg torrsubstans per fe 1

Med fe avses här och i fortsättningen fe (i), d. v. s. den's, k. Axelssonska foderenheten.

528 som indices är / = fodersäd o = kraftfoderblandning h = höstsädeshalm. Ersättningsvärdet per kg hö har bestämts enligt följande funktion: Pe = axPf + a2 P0 + « 3 Pn fe per kg hö där ax = F fe per kg fodersäd fe per kg hö a„= O fe per kg kraftfoderblandning fe per kg hö a, = H fe per kg halm marknadspris respektive ersättningsvärde per kg. Resultat I beräkningarna har använts de marknadspriser som angetts i tabell 5 : 1 . Resultatet av beräkningarna redovisas i tabell 5 : 2 . Som framgår av tabellerna uppvisar ersättningsvärdena i stort sett samma utveckling som marknadspriset på Tabell 5:1. Marknadspriser

för vissa foderslag

1931/32—1956/57

I beräkningarna använda marknadspriser, öre per kg Produktionsår

1931/32. 32/33. 33/34. 34/35. 35/36. 36/37. 37/38. 38/39. 39/40. 40/41. 41/42. 42/43. 43/44. 44/45. 45/46. 46/47. 47/48. 48/49. 49/50. 50/51. 51/52. 52/53. 53/54. 54/55. 55/56. 56/57.

Korn

Havre

Kraftfoderblandning

Höstsädeshalm

Vallhö

12,6 11,9 12,2 13,0 13,1 17,1 17,6 13,3 17,0 24,4 26,8 23,0 23,7 22,6 22,6 22,6 26,6 27,6 24,0 29,1 35,3 36,0 28,3 35,0 35,8 30,0 2

10,6 9,4 11,1 12,1 12,3 15,0 15,0 11,6 16,7 22,7 22,5 19,0 19,0 19,0 19,0 19,2 21,0 22,0 22,4 27,4 33,6 33,5 25,8 34,3 36,1 28,9 2

14,5 14,4 14,6 16,7 17,9 19,0 19,2 20,4 23,4 23,5 29,3 32,9 32,7 33,6 34,0 36,0 36,0 36,2 37,7 44,3 50,2 50,6 51,7 52,4 52,4 52,4 a

2.9 1 2.8 1 2,5X 2.5 1 2.4 1 2.4 1 3,4* 2,6 3,6 7,1 6,2 3,9 3,0 3,0 3,0 2,7 4,1 3,1 3,0 3,8 3,9 5,5 5,0 6,2 9,7 6,1 2

5,3 4,7 7,2 7,7 6,3 6,5 6,1 5,8 9,0 22,5 17,3 11,9 11,3 10,2 8,4 10,2 18,1 13,5 12,6 10,7 15,9 14,1 13,3 13,8 26,4 18,8

Avser kalenderår. Medelpris för perioden augusti 1956- -juni 1957.

529 hö. Variationerna mellan åren är dock betydligt mera dämpade hos ersättningsvärdena. De minsta variationerna i ersättningsvärdet erhålles, då detta beräknas under förutsättning av fri halmtillgång (halmpriset noll). En starkare samvariation mellan höpris och ersättningsvärde erhålles vid värdering av halmen till marknadspris. Ersättningsvärden beräknade enligt alt. a (halmpris noll) ligger i genomsnitt lägre (cirka 3 öre) än marknadspriset, medan ersättningsvärden, beräknade enligt alt. b synes ligga i genomsnitt på ungfär samma nivå som marknadspriset. Av materialet kan icke utläsas några säkra skillnader i utvecklingstendensen hos marknadspriset contra ersättningsvärdena. Sålunda synes kvoten mellan marknadspriset och ersättningsvärdet beräknat enligt alt. I b icke visa någon tendens att öka eller minska. Vid beräkning av ersättningsvärdet enligt alt. I a (halmpris noll) kan man möjligen urskilja en svag tendens till minskning av kvoten. Skillnaden mellan ersättningsvärden beräknade enligt alt. I (korn) och alt. II (havre) är mycket liten, men alt. I har givit något bättre överensstämmelse med utvecklingstendensen på lång sikt för marknadspriset. Hänsynstagandet till årsvariationerna i höets kvalitet har givit mycket obetydliga utslag i ersättningsvärdet under den undersökta tioårsperioden (max. 1 öre). Tabell 5:2. Ersättningsvärde Produktionsår 1931/32 32/33 33/34 34/35 35/36 36/37 37/38 38/39 39/40 40/41 41/42 42/43 43/44 44/45 45/46 46/47 47/48 48/49 49/50 50/51 51/52 52/53 53/54 54/55 55/56 56/57

3 4 — 708143

för hö vid olika alternativ

1931/32—1956/57

Beräknat ersättningsvärde för vallhö, öre per kg alt. l a

alt. I b

alt. I l a

alt. l i b

4,4 4,3 4,3 4,7 4,9 5,9 6,1 5,2 6,3 8,1 9,1 8,7 8,8 8,7 8,7 8,9 9,9 10,1 9,4 11,3 13,3 13,5 11,8 13,5 13,6 12,2

6,3 6,1 6,0 6,4 6,4 7,5 8,3 6,9 8,7 12,8 13,1 11,3 10,8 10,6 10,7 10,7 12,5 12,2 11,4 13,8 15,8 17,1 15,1 17,5 20,0 16,2

4,3 3,9 4,5 4,9 5,0 6,0 6,0 5,0 6,8 8,7 9,0 8,1 8,1 8,2 8,2 8,4 9,0 9,3 9,5 11,5 13,8 13,8 11,5 14,2 14,8 12,5

6,4 5,6 6,0 6,4 6,5 7,4 8,1 6,6 9,0 13,0 12,8 10,5 10,0 10,0 10,1 10,1 11,5 11,2 11,4 13,8 16,2 17,2 14,6 18,0 20,7 16,3

alt. I l l a

alt. III b

8,6 9,7 8,3 8,3 9,0 9,8 10,7 9,8 11,8 14,2 13,5

11,2 11,5 10,3 10,4 10,8 12,4 12,7 11,7 14,2 16,6 17,1

Bilaga G

Exempel på avgiftsberäkning för premieuppbörd över regleringskassorna Normskördevärdena beräknas med ledning av medelskördeuppskattningar och arealuppskattningar för produktionsåret 1957/58 och efter mittpriser för löpande avtalsperiod. Beräkningarna framgår av tab. 0 : 1 . På olika animalier belöpande normskördevärden bestämmes efter beräknad foderförbrukning för framställning av animalierna. Beräkningen framgår av tab. 6 : 2 . I tabell 6 : 3 har ett premiebelopp om 10 miljoner kronor fördelats på olika regleringskassor i proportion till de skördevärden som beräknas belöpa på de olika kassorna och till de skaderisker (uttryckta som medelriskpremier) som beräknats för olika växtslag. Dessa premiebelopp har sedan fördelats på de normala leveranskvantiteter, för vilka regleringsavgifter upptas eller kan upptas. Därvid har framkommit avgiftsbelopp som i fråga om storboskap och häst är höga i förhållande till givna maximala regleringsavgifter. För den skull har dessa avgifter sänkts och andra avgifter, särskilt mjölkavgiften, höjts. Vidare har smärre avrundningar företagits. Tabell 6:1. Normskördevärden

1957/58 Värde, miljoner kronor

HektarAreal 1 000-tal skörd kg/ha ha

Höstvete Vårvete Råg S:a brödsäd

S:a fodersäd

1 086

foder

övrigt

S:a

371 1

2 150 1 575 1 1 950 1 1 450 1 1 450 1

516 818 585 23 15

186 262 199 14 5

36 32 34 60 35

666 700 295 1402

Matpotatis . . . . Fabrikspotatis . Foderpotatis. . .

avgiftsbeläggbara vegetabilier 143 159 69

494 240 520 300 16 10

1 135

Källor: Kalkylsakkunnigas p.m. 30. 3. 1957. Efter avdrag för 200 kg utsäde. Kalkylsakkunnigas p. m. 21. 10. 1957. Efter 4 kg/fe och 36 öre per fe.

1 2 3

Pris öre/kg

171 210 113

Korn Havre Blandsäd Kokärter Foderärter . . . .

S:a potatis

Kvantitet milj. kg

24 11 93

168 31 13 212

531 Tabell 6:1.

(Fortsättning) Värde, miljoner kronor

Areal Hektar- Kvantitet 1 000-tal skörd milj. kg ha kg/ha

Sockerbetor . . . Olje växter Spånadsväxter.

50 85 5

S:a olje- o. spån.

90 Övriga handelsvaror

21 Hö, bete, rotfr., grovfoder . . .

1 565

Träda

8,25

avgiftsbeläggbara vegetabilier

foder

övrigt

144 100 5

105 54

ca 5 700

3 650

S:a

54 855

221 Totalt

Tabell

1 750 137

Pris öre/kg

6:2.

Mjölk Storboskap Större kalv Mindre » Häst Svin Får

3 4 * — 708143

3 647

Foderförbrukning

och -värde

vid framställning

1 534

av animalier

2 407

1957/58

Kvantitet 1 000-tal

Enhet

Foderförbrukning per kvantitetsenhet

Milj. fe

Fodervärde

3 500 000 400 340 470 30 2 500 100

kg st st st st st st

0,8 2 000 150 60 3 500 440 80

2 600 800 51 28 105 1 100 8

850 261 17 9 34 360 3

4 692

1 534

532 Tabell 6:3. Avgiftsberäkning

Regleringskassa

Spannmålshandelns Sockerbolagets

Fördelningsgrund

vid premiebeloppet 10 milj. kr

BelöFördeNormal pande lat prePremie kvan- Avgift skördemiebetitet öre/kg °/ värde lopp /oo milj. kg milj. kr milj. kr

Justerad Avgiftsavgift summa öre/kg milj. kr

Förmalning

1,93

0,28

0,30

2,04

Råsockerproduktion Oljeproduktion

0,49

0,18

0,20

0,56

0,66

1,10

1,00

0,60

300 0,05 0,107 3 500 1 000 st kr/st 2,90 400 0,24 340 0,09 470 5,00 30 0,64 2 500 0,10 100

0,05 0,14 kr/st 1,00 0,15 0,15 1,00 0,50 0,15

0,15 4,90

Oljeväxtintressenternas Potatisodlingens Fabrikspotatis SMR:s Invägd mjölk Besiktigad slakt Svensk köttstorboskap handels större kalv mindre kalv häst svin får

31 850

18 17

0,14 3,75

261 17 9 34 360 3

17 17 17 17 17 17

1,16 0,08 0,04 0,15 1,59 0,01

Summa

2 185

10,00

0,40 0,05 0,07 0,03 1,25 0,01 10,06

Bilaga 7

Beräkning av vissa kontorskostnader i skördeskadeskyddets centrala förvaltning

Beräkningarna i denna bilaga är ungefärliga och har inte föregåtts av någon detaljerad planläggning av kontorsrutinen. De totala kostnaderna för kontorsmaterial enligt denna bilaga uppgår till 176 000 kronor vid obligatorisk anslutning och 267 100 kronor vid frivillig anslutning. Hålkort Hålkorten beräknas inklusive klichéer kosta 10 kronor/1 000. Antalet är vanskligt att beräkna. Antag att per brukningsenhet åtgår 2 för arealteckning, 1 för premieberäkning, 1 för premiedebitering, 2 för anslutningsregister, 1 för ersättningsberäkning och 1 för ersättningsutbetalning. Vidare åtgår ett stort antal för de aktuariella beräkningarna. Storleksordningen bör bli 3 miljoner kort per år, säg 30 000 kronor. Blanketter Blanketter samt in- och utbetalningskort torde uppgå till ett något mindre antal, men då tryckningskostnaderna och pappersåtgången kan väntas vara högre, anslås kostnaden till samma belopp, 30 000 kronor. Porto Beträffande portokostnader beräknas särskilt endast vad avser premieuppbörd och utbetalning av ersättningar. Vid individuell premieuppbörd genom inbetalningar på postgirokonto beräknas portokoslnaden vid 20 öre per inbetalning till 36 000 kronor för obligatorisk anslutning och 20 000 kronor för frivillig (180 000 respektive 100 000 anslutna). För porto i samband med utbetalning av ersättningar beräknas den genomsnittliga årskostnaden till 6 000 kronor respektive 3 600 kronor (vid 1 skada vart 6 år 30 000 respektive 18 000 ersättningar). Informationsmaterial Därtill kommer informationsmaterial av olika slag, stenciler, tryck m. m. Vid obligatorisk anslutning begränsas detta till i huvudsak information internt och till ortsombuden. För den senare informationen antas att upplagor om 2 000 exemplar åtgår. Vid 5 informationsskrifter per år å 2 kr/st. blir kostnaden 20 000 kronor. Lägges därtill för intern information 5 000 kronor, blir kostnaden 25 000 kronor. Vid frivillig anslutning krävs en långt intensivare upplysningsverksamhet och långt större upplagor, då de skall kunna gå ut till jordbrukarna. En fyrdubblad kostnad synes inte osannolik, d. v. s. 100 000 kronor. Resor Resor i samband med information torde kunna begränsas rätt starkt vid obligatorisk anslutning. För studier av lokala förhållanden bör dock resor utföras.

534 Förslagsvis bör 5 resor per år å 300 kronor för befattningshavare i amanuensställning eller högre anslås, d. v. s. för 10 befattningshavare 15 000 kronor. Vid frivillig anslutning tillkommer därutöver en omfattande reseverksamhet i informationssyfte. Antag att de tre amanuenserna gör vardera 25 resor per år å 300 kronor för vilka kostnaden blir 22 500. Övriga kontorskostnader De sedvanliga kostnaderna för papper, telefoner och diverse förbrukningsmaterial kan beräknas till 2 000 kronor per tjänst och år, d. v. s. för 17 tjänster 34 000 vid obligatorisk och för 23 tjänster 46 000 vid frivillig anslutning. Sammanställning

Hålkort Informationsmaterial. . . . Övriga kontorskostnader. Summa kronor

Obligatorisk anslutning kronor

Frivillig anslutning kronor

30 000 30 000 42 000 25 000 15 000 34 000

30 000 30 000 23 600 37 500 37 500 46 000

176 000

267 100

Bilaga 8

Beräkning av kostnaderna för skördeuppskattningen

Beräkningarna i denna bilaga grundar sig på förutsättningen att provyteundersökningar utföres i 400 skördeuppskattningsområden på 30 brukningsenheter per område, d. v. s. på totalt 12 000 brukningsenbeter. Kostnadselementen är grundade bland annat på tidsuppskattningar i statistiska centralbyråns och vallskördekommitténs provundersökningar. De närmare förutsättningarna i varje del av kostnadsberäkningarna preciseras nedan. I tabell 8:4 har samtliga kostnader sammanställts, varav framgår att den totala kostnaden beräknas uppgå till 2 700 000 kronor vid 1957 års prisläge. Fältarbete i huvudundersökningen enligt provgtemetoden Totala antalet grödor som skall undersökas per brukningsenhet är 7 (höstvete, höstråg, vårvete, korn, havre, vall, potatis). Men enligt undersökningar på arealinventeringar förekommer i medeltal endast 4 grödor per brukningsenhet, varav 3 spannmålsgrödor. Under förutsättningen av en gemensam urvalsplan för samtliga grödor antas totala antalet fält uppgå till 48 000. Personalkostnaderna för fältarbetet i samband med förbesök, provtagning och tröskning redovisas i tabell 8 : 1 . Därvid har förutsatts att jordbruksinstruktörer utför val av fält och koordinater i förbesöket, medan medhjälpare utför utläggningen av provytorna och provtagningen. Tröskningen sker under ledning av en jordbruksinstruktör (eller motsvarande) och två medhjälpare. Reselängderna har erhållits under antagande att avståndet till den första och från den sista brukningsenheten varje dag är 40 km för instruktörerna (varierade mellan 20 och 50 km för olika hushållningssällskap 1957) och 25 km för medhjälparna som bor mer utspridda. Avstånden mellan brukningsenheterna antas vara 10 km. En av medhjälparna beräknas bo i närheten av tröskningsstationerna och reseavstånden för övrig personal relativt korta. Reseersättningen beräknas för instruktörerna som i regel kommer över 500 mil resor per år till 5 öre/km lägre än grundersättningen. Transport av material i samband med provtagningen motiverar 2 öre/km extra ersättning. Vid beräkningen av dagsverksprestationerna h a r för val av fält antagits 60 min/brukningsenhet, för utläggning av provytor 35 min/fält och för skörd 45 min/fält. Därtill har lagts restider. För vattenhaltsbeslämningar krävs dels torkmagasin, ett hundratal, dels analyser, ett för varje vall- och spannmålsfält. Hyran för magasinen uppskattas till 100 kr/st, analyskostnaden till 3 kronor per styck för spannmålsproven samt 4 kr/st för höproven och antalet prov beräknas till 36 000 respektive 12 000. Materialkostnader beräknas enligt tabell 8:2. För allmänna omkostnader såsom telefoner, ekonomiska kartor m. m. beräknas 1 000 kronor årligen per hushållningssällskap. För arbetsledning har beräknats en jordbruksinstruktör per hushållningssällskap under 6 månader. Emellertid antas denna under cirka en månad själv företa val av fält och under cirka en månad utföra kompletterande undersökningar, varför på arbetsledning netto lägges 4 månader. Vid månadslönen 1 100 kronor och resdagar under halva tiden med i genomsnitt 10 mil om dagen (50 dagar med

536 17 kronor traktamente och 32 kronor reseersättning) blir kostnaden cirka 6 800 kronor per hushållningssällskap. Övriga undersökningar Kompletterande undersökningar av bärgningsförluster, kvalitetsförhållanden, återväxt m. m. skall enligt kap. VIII beräknas till 15 procent av totalkostnaden. Här utgör den en avrundningspost, motsvarande cirka 14 procent. Sockerbetsundersökningen beräknas omfatta 500 brukningsenheter utöver sockerbolagets ordinarie provgårdar. Vid kostnadsberäkning efter ungefär samma principer som ovan blir kostnaden per brukningsenhet cirka 40 kronor. Oljeväxtundersökningen sker hålkortsmässigt och kan uppskattas till 10 000 kronor. Planering och bearbetning Förstärkningen av personalen vid centralbyråns jordbruksavdelning beräknas bestå av en förste aktuarie i A 23, två amanuenser i A 15—19 och två kanslibiträden i A 7. Utbildning och handledning av hushållningssällskapens personal kräver ett stort antal resor. För den skull antas 3 resor till varje hushållningssällskap av 2 tjänstemän för en genomsnittskostnad av 300 kronor per resa. Hålkortsbearbetningen är kostnadsberäknad i tabell 8 : 3 under förutsättningen att RLF:s jordbruksregister användes. Vidare kommer kontorskostnaderna att öka i samband med flera kontorsinventarier, instruktioner, blanketter, korrespondens och telefoner, ökningen uppskattas till 4 000 kronor per tjänst. Till kommittéer och sakkunniga anslås 20 000 kronor. Tabell 8:1. Kostnader för personal i

Förbesök

huvudundersökningen Kronor per dag

Instruktör Arvode Traktamente Resor 8 0 + 3 x 1 0 = 110 km x 0,32 kr

45 17 35

Medhjälpare Arvode Traktamente Resor 50 +1 x 10 = 60 km x 0,37 kr..

97 35 17 22 74

Skörd Medhjälpare Arvode Traktamente Resor 50 + 5 x 10 = 100 km x 0,39 kr Tröskning Arbetsledare, arvode Medhjälpare, 2 arvoden Traktamenten, 2 st Resor 60 km x 0,37 kr Transporter av prov

Brukningsenheter per dag

Kronor per brukningsenhet

35 17 39 91 45 70 34 22 10

1,5

12,5 181 Summa kronor per brukningsenhet

14 136

537 Tabell 8:2. Materialkostnader

Förbrukningsmaterial Ktiketter Snören Påsar

för

Antal

å-pris

100 000 100 000 75 000

8,30 kr/1000 4,70 i 21,90 i

Summa Mätinstrument m. m. Famnmått Markeringspålar. . . Cirkelinstrument.. Saxar Stödmedar till d:o. Jutesäckar Vågar Korgar Hackor

Kostnad, kr

Varaktighet, år

Årskostnad, kr

3 000

222 000

44 000

310 000

830 470 1 640 2 940

500 100 000 500 500 500 130 000 500 500 500

15 0 60 16 10 4 0 95 22 4 3

Summa Tröskverk

huvudundersökningen

6 200: —

7 500 60 000 8 000 5 000 2 000 123 000 11 000 2 000 1 500

Summa •cronor per år

Tabell

8:3. Kostnader

för

15 500 62 500

hålkortsbearbetningen

Urval. R. L. F:s jordbruksregister omfattande c:a 500 000 kort. Fast avgift 500 000 x 0,05 Sortering på storleksgrupper (1 kol) 500 x 0,70 Urval av vart n:te kort på collator 500 x 2, Reproducering av 12 000 kort 12 x 3,50 Återsortering av R. L. F:s register (13 kol) 13 x 500 x 0,70 Reproducering på mark-sensing-kort 12 x 7 X 3,50 översättning av namn och adress 1 2 x 7 x 9 Sortering på områden 12 X 7 X 6 X 0,70

25 000 350 1 000 42 4 550 294 756 360

Bearbetning Mark-sensing 1 2 x 7 x 4 x 8 Sorterare 84 x 45 x 0,70 Tabulator med summastans 5 x 84 x 13 Multiplier 60 x 10 x 20 Collator 84 x 2 x 2 Tabulator 65 x 10 I. R. M. 650 2 X 415 Reproducer 15 x 3 x 3,50

2 700 2 650 5 460 12 000 340 650 830 160

Kort 200 x 9 Klichéer 7 x 80 Koppling av boxar 40 x 25

1 800 560 1 000

32 352

28 150

Summa kronor 60 502

538 Tabell

8:4.

Totalkostnad

Fältarbete i huvudundersökningen Personal enligt t a b . 8 : 1 Hyra av torkmagasin. . Vattenhalter, spannmål hö

för

skördeuppskattningen

Antal

Enhet

12 000 100 36 000 12 000

BE prov

Material enligt tab. 8 : 2 Allmänna omkostnader

26 Arbetsledning

hushållningssällskap d:o

500 BE

1 2 2 156

personer

Övriga undersökningar Kompletterande undersökningar (bärgningsförlust, kvalitet, åter växt) Sockerbetsundersökning Oljeväxtundersökning Planering och bearbetning Personal, aktuarie, A 23 amanuenser, A 15—19. . kanslibiträden A 7 resor

i-pns kr

Kronor

136 100 3 4

10 000 108 000 48 000

1 000

26 000

6 800

177 000

25 000 18 000 11000 300

25 000 36 000 22 000 47 000

Hålkortsbearbetning enligt tab. 8 : 3 Kontorskostnader Kommittéer och sakkunniga Totalt kronor

2 700 000

Bilaga 9

Några exempel på kombinerad försäkring I denna bilaga anföres resultaten av beräkningar över den kombinerade försäkringens verkningssätt för 20 brukningsenheter, varvid skördedata hämtats ur statistiken för åren 1922—51. De arealfördelningar som använts i beräkningarna framgår av tabell 9 : 1 . De är hämtade ur arealinventeringen 1956 på följande sätt. I underbilaga M tab. VII (sid. 421) har genomsnittliga normskördevärden och självrisker per ha angetts för 92 premieenheter. Dessa premieenheter har fördelats på fyra klasser efter stigande normskördevärde per ha och på fyra klasser efter stigande procentuell självrisk, tillsammans 16 klasser ( 4 x 4 ) . Slumpvis har dragits en premieenhet inom varje klass, därefter ett stratum (ersättningsenhet) inom varje premieenhet, därefter en församling inom varje dragen premieenhet samt därefter två brukningsenheter inom varje dragen församling, varav en brukningsenhet skulle vara liten och en stor. Då premieenheter förekom i endast 10 klasser av de 16, blev 20 brukningsenheter uttagna. För varje brukningsenhet har beräknats normskördevärde, självrisk, franchise och riskpremie med ledning av de enligt statistiken 1922—1951 erhållna normskördevärdena och variationskoefficienterna för grödgrupperna i det stratum brukningsenheten tillhör. Arealfördelningen och normskördevärdena har antagits vara desamma alla åren 1922—51. Premien är den teoretiska och uppgår till 14,4 procent av självrisken. Den är således lägre än den i kap. IV föreslagna, som ju innefattar säkerhetstillägg av olika slag, såsom för kvalitetsskador och återförsäkring. För jämförelse har kontantpremien pr ha enligt utredningens förslag för obligatoriet angetts (*/n av självrisken). De aktuella skördevärdena har beräknats med ledning av varje brukningsenhets arealfördelning och stratums observerade aktuella skördevärden per ha och grödgrupp. Skördevärdena utgör hektarskördar sammanvägda av gillesombudens församlingsuppskattningar per 15 januari med församlingsarealer 1951 och multiplicerade med de priser, som r å d d e hösten 1955 (sid. 282). De aktuella skördevärdena, normskördevärdena, självriskerna, franchisebeloppen, premierna samt ersättningarna för de 20 brukningsenheterna, som omfattar en areal av 734,6 ha, framgår av tabell 9: 2. Det totala premiebeloppet för de 20 brukningsenheterna under 30 år uppgår till 215 371 kronor och det totala ersättningsbeloppet till 254 641 kronor. Totala antalet ersättningar utgör 99 av 600 möjliga (den teoretiska sannolikheten är 95). De fördelar sig på följande sätt: Antal ersättningsfall av 20 möjliga

År

14 10 9 8 7

1947 1924 1944 1941,48 1951

Antal ersättningfall av 20 möjliga 5 4 3 2 1

År

1943 1923, 31, 37, 42, 49 1940, 46, 50 1925, 27, 38, 45 1922

540 Tabell 9:1.

De för exempel

uttagna brukningsenheternas arealinventering 1956

arealfördelning

i ha enligt

Socken län

Fryksände Värmlands län

Högsäter Älvsborgs län

Stora Tuna Kopparbergs län

Sävare Skaraborgs län

Slaka Östergötlands län

Stratum

0111 Brukningsenhet

A

B

A

B

A

B

A

B

A

B

5,0 1,0 0,7

17,7 3,0

4,0 3,0

32,0

8,5 2,0

1,5 2,5

45,2 21,8

0,3

2,0

18,7 7,0 4,5 0,2

1,0

1,3

24,0

5,5

5,0

99,8

Höstsäd Vårsäd Potatis

3,5 0,8

5,5 3,0

0,2

0,25

Hö

4,5

22,55

Summa

9,0

31,3

7,0 13,7

45,0

14,5

0,5 75,0

3,0

13,5

107,0

14,0