Zastosowanie syntetycznych mierników dynamiki struktury w analizie zmian aktywności ekonomicznej ludności wiejskiej

Transkrypt

1 Ewa Wasilewsa Katedra Eonometrii i Statystyi SGGW Zastosowanie syntetycznych mierniów dynamii strutury w analizie zmian atywności eonomicznej ludności wiejsiej Wstęp Przeobrażenia gospodari polsiej po 989 rou spowodowały daleo idące zmiany na rynu pracy, w tym w rolnictwie. W stosunowo rótim czasie pojawiła się nadwyża siły roboczej i w onsewencji tego jawne bezrobocie. Urynowienie gospodari spowodowało zmiany sytuacji zawodowej polsiego społeczeństwa. Dotychczas wyodrębniane dwie grupy osób: pracujących i biernych zawodowo, zostały uzupełnione o niebadaną wcześniej zbiorowość bezrobotnych. W ramach tych trzech grup ludności zachodzą nieustanne zmiany w czasie zarówno wielości, ja i strutury, przy czym zmiany te przebiegają niejednaowo w poszczególnych grupach. Analiza tych zmian ma znaczenie w ształtowaniu polityi społeczno-gospodarczej, co dotyczy również obszarów wiejsich. Powoduje to, że problematya atywności eonomicznej ludności nabrała szczególnego znaczenia i stała się przedmiotem zainteresowań przedstawicieli wielu dyscyplin. Zgodnie z międzynarodowymi standardami, przez atywność eonomiczną rozumie się atywność zawodową lub bierność zawodową 2. A zatem, w badaniach atywności eonomicznej ludności, wśród osób w wieu 5 lat i więcej wyodrębnia się dwie podstawowe grupy: atywnych (tworzoną przez pracujących i bezrobotnych) oraz biernych zawodowo. Z olei w ategorii pracujących wydziela się osoby pracujące w pełnym wymiarze godzin pracy oraz niepełnozatrudnionych. Celem opracowania jest syntetyczne oreślenie dynamii strutury atywności eonomicznej ludności wiejsiej. Wyodrębnionymi sładniami tej stru- Szczegółowa analiza danych empirycznych, na podstawie tórych doonano analizy strutury atywności eonomicznej ludności wiejsiej z podziałem na ludność rolniczą i bezrolną przedstawiono w opracowaniu Wasilewsa E., 2006: Tendencje zmian w struturze atywności eonomicznej ludności wiejsiej. Zeszyty Nauowe SGGW, Eonomia i Organizacja Gospodari Żywnościowej, nr 6, Warszawa. 2 Definicja Urzędu Statystycznego Wspólnot Europejsich (EUROSTAT-u).

2 68 tury są następujące ategorie osób: osoby pracujące w pełnym wymiarze godzin pracy, osoby niepełnozatrudnione, bezrobotne oraz bierne zawodowo. Do bezrobotnych zalicza się osoby, tóre nie są pracujące oraz atywnie poszuują pracy, a ponadto są gotowe podjąć pracę w ciągu dwóch tygodni. Ludność bierną zawodowo stanowią osoby, tóre nie zostały zalasyfiowane jao pracujące lub bezrobotne. Ocena zmian strutury badanego zjawisa polega na oreśleniu intensywności tych zmian w czasie (w olejnych latach). W opracowaniu analizowana jest zbiorowość ludności wiejsiej w wieu 5 lat i więcej. W populacji tej wyodrębniono dwie grupy. Jedną stanowi ludność wiejsa związana z gospodarstwem rolnym (tzw. ludność rolnicza), drugą natomiast ludność wiejsa niezwiązana z gospodarstwem rolnym (ludność bezrolna). Według definicji podanej przez GUS, ludność wiejsą związaną z gospodarstwem rolnym stanowią osoby mieszające na wsi, będące członami gospodarstwa domowego z użytowaniem gospodarstwa rolnego lub działi rolnej. Wiejsą ludnością bezrolną są mieszańcy wsi będący członami gospodarstwa domowego, w tórym żadna osoba nie jest użytowniiem gospodarstwa rolnego lub działi rolnej [Atywność ]. Odrębnie potratowano analizę przemian strutury atywności eonomicznej w odniesieniu do populacji mieszańców wsi związanych i niezwiązanych z gospodarstwem rolnym. Analizę przemian w struturze atywności eonomicznej ludności wiejsiej w Polsce oparto na danych uzysanych z reprezentacyjnego Badania Atywności Eonomicznej (BAEL). Ores przedstawiony w opracowaniu obejmuje lata , przy czym dane charateryzujące badane zjawiso pochodzą z pierwszych wartałów poszczególnych lat. Całościowe przedstawienie dynamii strutury badanego zjawisa wymaga nie tylo ilościowego oreślenia zmian i ich ierunu, ale również oceny intensywności tych zmian w ujęciu dynamicznym. Możliwość taą dają m.in. wsaźnii zmian strutury, zaproponowane przez Linnemana [Linneman 966, Kuuła 975]. Puntem wyjścia przy wszelich analizach struturalnych jest miara zgodności, pozwalająca oreślić stopień podobieństwa lub zróżnicowania obietów. Dzięi odpowiedniemu mierniowi można zaobserwować zmiany strutury w czasie oraz ieruni tych zmian. Możliwa przy tym jest ocena, iedy zmiany strutury analizowanego zjawisa przybierają na sile, a w jaich są relatywnie mniejsze. Można taże stwierdzić, czy stopień natężenia zmian strutury ma charater stały. Na uwagę zasługuje fat, iż miary wyorzystane w opracowaniu mają tę zaletę, że charateryzuje je prostota onstrucji i łatwość interpretacji.

3 69 Metoda badań Problematya badań strutury jest od dawna obecna w wielu dziedzinach naui. Porównania strutur oraz oreślenie stopnia zmian strutur w czasie znajduje zastosowanie m.in. w nauach eonomicznych i społecznych. W dosłownym znaczeniu strutura oznacza uład i wzajemne relacje elementów stanowiących całość, czyli budowę tejże całości. Porównania strutur można doonywać zarówno w aspecie przestrzennym, porównując strutury dwóch lub więcej obietów, ja i czasowym, gdzie bada się struturę zjawisa w dwóch lub więcej oresach. Jednaże, mimo swojego znaczenia, pojęcie strutury nie jest jednoznacznie rozumiane, co sprawia, iż problematya badań w tym zaresie jest podejmowana do dziś [Kuuła 996, Żwirbla 2006]. Na potrzeby opracowania przyjęto za Stawicim [Stawici 2004], iż pojęcie strutury może być zdefiniowane dwojao:. 2. Strutura liczebności pewnej populacji rozumiana jao wetor, tórego sładowe oznaczają liczbę jednoste populacji, należących do poszczególnych las (stanów) utworzonych w wyniu podziału zbiorowości według oreślonego ryterium. Suma sładowych tego wetora daje ogólną liczebność populacji. Strutura udziałów w pewnej populacji rozumiana jao wetor, tórego sładowe przedstawiają udział liczebności poszczególnych las (stanów), utworzonych w wyniu podziału zbiorowości według oreślonego ryterium, w ogólnej liczebności populacji. Suma sładowych tego wetora równa się jeden. Drugiemu pojęciu strutury przedstawionemu powyżej odpowiada tradycyjne rozumienie wetorów strutury. W podejściu tym sładniów strutury w oresie t tworzy wetor olumnowy: U t gdzie w w w = w it = t 2t t, n it nit i= jest udziałem i-tego sładnia strutury w struturze ogółem rozpatrywanej w oresie t, przy czym n it oznacza wielość i-tego sładnia strutury w oresie t.

4 70 Zachodzą przy tym relacje: 0 w it (tj. wszystie wsaźnii strutury są liczbami z przedziału 0; ) oraz w it = (suma wsaźniów strutury i= w oresie t równa jest ). Kompletne dane o sładniach strutury za ores równy n jednostom czasowym tworzą zatem macierz W = [w it ] o wymiarach n: w w2 w w w w W = w w 2 w n n n W sposób nieformalny można powiedzieć, iż dwa wetory tym bardziej różnią się od siebie, im mniej zbliżone są sładowe obu wetorów [Żwirbla 2006]. A zatem im więsze różnice w sładowych wetorów, tym bardziej różnią się porównywane strutury. Jedną z oncepcji, według tórej odbywa się pomiar intensywności zmian strutury, jest ta, że jeżeli strutura w dwu porównywanych oresach różni się, wówczas wniosuje się o zajściu zmian strutury, przy czym im rozbieżność strutur w obu porównywanych oresach jest więsza, tym bardziej intensywne były przeobrażenia [Rutowsi 98]. Oznaczmy przez U t i U t2 wetory charateryzujące stan strutury w oresach odpowiednio t i t 2. Przyjmijmy ponadto, że wetory te tworzą ąt α. Można w prosty sposób oreślić wartość funcji sinus (bądź cosinus) ąta α zawartego między tymi wetorami. Za miarę natężenia zmian strutury w czasie przyjmuje się wartość funcji sin α. Wybór tai ma przejrzystą interpretację: duży ąt rozwarcia α między wetorami U t i U t2 sygnalizuje znaczne zmiany w struturze w oresie t 2 w porównaniu ze struturą w oresie t (wówczas sin α przyjmuje wartości bliższe ) i na odwrót: mały ąt rozwarcia α między tymi wetorami świadczy o niewielich zmianach strutury w porównywanych oresach (wówczas sin α przyjmuje wartości bliższe 0). W szczególnym przypadu, gdy porównywane strutury są identyczne, wówczas ąt między wetorami strutury wynosi 0 o i sin α = 0. Należy zauważyć, że masymalny ąt, jai mogą tworzyć dwa wetory strutury wynosi 90 o. Ta więc sin α 0;, co odpowiada relacji spełnianej przez sładnii strutury: 0 w it. Podreślić należy, że w przedziale 0 o, 90 o funcja sin α jest rosnąca, stąd też uzasadniony jest wybór tej właśnie funcji trygonometrycznej, jao miary natężenia zróżnicowania strutur w czasie. Miarę natężenia zmian strutury w czasie definiuje się następująco:

5 7 s / = sin α = t2 t 2 wit w it2 i= 2 2 wit w it2 i= i= Gdy wartość s t 2/t jest blisa zeru, wówczas przyjmuje się, że w rozpatrywanych oresach nastąpiły nieznaczne zmiany badanej strutury (tzn. w oresach t i t 2 strutury są zbliżone), natomiast s t 2/t blisie jedności oznacza, że w rozpatrywanych oresach nastąpiły bardzo duże zmiany strutury (tzn. strutura w oresie t znacznie odbiega od strutury w oresie t 2 ). Należy przy tym podreślić, że jeżeli chcemy ustalić umowne przedziały, tóre oreślałyby małe, średnie lub duże podobieństwo, to należy za ońce taich przedziałów przyjąć wartości funcji sinus odpowiadające podziałowi ąta 90 o na trzy równe części. A zatem, 2/ ; 2 gdy s t 2/ t 0;, 2 ) to powiemy o małym podobieństwie, gdy s t t ) 3 o umiarowanym, natomiast gdy s t / t ; ) o dużym podobieństwie 2 porównywanych strutur. Ponadto, ja wiadomo, funcja sinus nie jest liniowa względem ąta, ta więc należy być ostrożnym przy interpretacji wielości zmian strutury w ujęciu procentowym. Posługiwanie się pojęciem zmian procentowych należy tratować tylo jao informację przybliżoną i mieć na uwadze fat, że taa interpretacja powięsza fatyczny stopień zmian. Jao miarę przeciętnego zróżnicowania wsaźniów strutury z oresu t na ores t 2 przyjmuje się: d i t2/ t = = w w it it2 Wartości miary d t 2/t mieszczą się w zamniętym przedziale liczbowym 0, 2 i interpretacja tej miary jest następująca: gdy d t 2/t przyjmuje wartości blisie zeru, należy stwierdzić, że przeciętne zróżnicowanie wsaźniów strutury z oresu t na ores t 2 było niewielie, natomiast więsze wartości d t 2/t (bliższe 2 ) oznaczają więsze przeciętne zróżnicowanie. Na podstawie rozważań przedstawionych powyżej można wprowadzić jednopodstawowe i łańcuchowe miernii zmian strutury. Biorąc pod uwagę struturę w oresie t, można ją porównywać ze struturą w oresie bazowym, np. pierwszym (t = ), otrzymamy wówczas jednopodstawowe miernii zmian 2 3 2

6 72 strutury. Można również struturę w oresie t porównywać ze struturą w oresie poprzednim (t ), otrzymując miernii łańcuchowe. Miernii te wyrażają następujące relacje: s ww it i i t / = =, 2 2 wit wi i= i= 2 s t/ t = 2 ww it i, t i= 2 2 wit wi, t i= i= Pierwszy z nich s t/ (jednopodstawowy) poazuje natężenie zmian strutury badanego zjawisa w oresie t w stosunu do oresu początowego (pierwszego), natomiast drugi s t/t obrazuje natężenie tych zmian w oresie t w stosunu do oresu t. Interpretacja tych wielości jest analogiczna ja przy s t 2/t. Wartości blisie zeru świadczą o nieznacznych zmianach strutury w porównywanych oresach i na odwrót. Miary (jednopodstawowe i łańcuchowe) przeciętnego zróżnicowania wsaźniów strutury w porównywanych oresach można przedstawić następująco: d w w it i i t / = =, d t/ t = i= w it w i, t Jednopodstawowy d t/ wyraża przeciętne zmiany wsaźniów strutury w oresie t w porównaniu z oresem początowym, natomiast łańcuchowy d t/t daje obraz tych zmian w oresie t i oresie t. Wartości tych mierniów blisie zeru świadczą o zniomym przeciętnym zróżnicowaniu wsaźniów strutury porównywanych oresów. W celu omplesowego opisu zmian strutury w czasie można znaleźć średnią wartość łańcuchowych mierniów s t/t oraz d t/t. Otrzymujemy w ten sposób miernii o następującej postaci: s = n st/ t t= 2 n oraz d n dt/ t = t= 2 n Miara średnia s reprezentuje przeciętne natężenie zmian strutury z oresu na ores w całym rozpatrywanym przedziale czasu (czyli złożonym z n oresów), natomiast d wsazuje na przeciętne zmiany wsaźniów strutury z oresu na

7 ores w całym rozpatrywanym przedziale czasu. Należy zauważyć, że interpretacja miar s i d jest analogiczna ja s t/t i d t/t, z tą różnicą, że pierwsze z nich reprezentują przeciętne zmiany strutury w odniesieniu do całego rozpatrywanego oresu, drugie natomiast odnoszą się tylo do dwóch porównywanych oresów (w tym przypadu dwóch olejnych oresów). 73 Wynii badań Zbiorowość ludności wiejsiej w 999 rou liczyła,2 mln osób, w tym 54,6% stanowiła ludność związana z gospodarstwem rolnym, 45,4% ludność bezrolna. W oresie zaznaczył się stopniowy wzrost liczby osób mieszających na wsi, przy czym liczba ludności wiejsiej rolniczej (a taże jej udział) zmniejszyła się, natomiast ludności bezrolnej (a taże jej udział) wzrosła. W 2006 rou na wsi mieszało,8 mln osób, w tym ludności rolniczej 48,5%, ludności bezrolnej 5,5%. Struturę badanej zbiorowości z podziałem na ludność wiejsą rolniczą i bezrolną przedstawia wyres. Na potrzeby oceny intensywności zmian strutury atywności eonomicznej obliczono miernii s t/ i s t/t natężenia zmian strutury w wersji jednopodstawowej i łańcuchowej oraz miernii d t/ i d t/t informujące o przeciętnych zmianach wsaźniów strutury (jednopodstawowe i łańcuchowe). Obliczono również wartości średnie odpowiednich mierniów ( s i d ). Miary te, charateryzujące w syntetyczny sposób dynamię strutury atywności eonomicznej w odniesieniu do ludności rolniczej, przedstawiono w tabeli lata % 20% 40% 60% 80% 00% ludno rolnicza ludno bezrolna Wyres Strutura ludności wiejsiej według powiązania z gospodarstwem rolnym Źródło: Opracowanie własne.

8 74 Tabela Syntetyczne miernii zmian strutury atywności eonomicznej ludności rolniczej Wyszczególnienie Lata Ogółem (atywni i bierni w tys.) s t/ (jednopodstawowy) 0 0,039 0,065 0,084 0,087 0,089 0,097 0,070 s t/t (łańcuchowy) 0,039 0,032 0,060 0,007 0,02 0,07 0,035 d t/ (jednopodstawowy) 0 0,02 0,08 0,025 0,026 0,025 0,025 0,020 d t/t (łańcuchowy) 0,02 0,009 0,07 0,002 0,0035 0,005 0,0 s średnie 0,029 d średnie 0,008 Źródło: Opracowanie własne. Stwierdzono stosunowo małe zmiany strutury atywności eonomicznej ludności wiejsiej rolnej w badanym oresie zarówno w ujęciu jednopodstawowym, ja i łańcuchowym. Porównując struturę w 2006 rou do strutury w 999 rou stwierdza się, że natężenie zmian strutury wyniosło ooło 7%, natomiast przeciętne zmiany wsaźniów strutury wyniosły zaledwie 0,02. Bardziej szczegółową analizę można przeprowadzić opierając się na mierniach łańcuchowych. Obserwuje się niewielie zmiany wartości z rou na ro zarówno w przypadu łańcuchowych mierniów natężenia zmian strutury, ja i mierniów przeciętnych zmian wsaźniów strutury. Lata charateryzowała względna stabilizacja strutury. W tym oresie mierni natężenia zmian strutury zmieniał się w granicach od 0,007 (w 2003 r.) do 0,035 (w 2006 r.) systematycznie wzrastając, natomiast mierni przeciętnych zmian wsaźniów strutury wzrastał od 0,002 (w 2003 r.) do zaledwie 0,0 (w 2006 r.). Stwierdzić należy, że najwięsze zmiany strutury w stosunu do rou poprzedniego, zarówno co do natężenia, ja i przeciętnych zmian wartości wsaźniów strutury, wystąpiły w 2002 rou (natężenie 0,06, przeciętne zmiany 0,07), natomiast najmniejsze w 2003 rou. Różnica w tym zaresie nie była jedna znacząca, co odzwierciedla stabilność zjawisa w ujęciu dynamicznym. Miary charateryzujące średnioroczne zmiany strutury w całym badanym oresie s (s średnie) i d (d średnie) potwierdzają niewieli zares przeobrażeń strutury atywności eonomicznej ludności rolniczej w ujęciu dynamicznym. Przeciętne roczne natężenie zmian strutury było nieznaczne i wynosiło 0,029, natomiast współczynnii strutury w badanym oresie zmieniały się średnio z rou na ro zaledwie o 0,008.

9 W tabeli 2 podano syntetyczne miary dynamii strutury atywności eonomicznej ludności bezrolnej. Obliczone wielości wsazują, że w przypadu ludności bezrolnej wystąpiły w badanym oresie, podobnie ja dla ludności rolnej, stosunowo małe zmiany strutury atywności eonomicznej. Nieco więsze wartości przyjmował jednopodstawowy wsaźni zmian natężenia strutury, zmieniając się w zaresie od 0,048 (w 2006 r.) do 0,3 (w 2002 r.). A zatem w 2002 rou strutura atywności eonomicznej zmieniła się o ooło,3% w stosunu do 999 rou. Tabela 2 Syntetyczne miernii zmian strutury atywności eonomicznej ludności bezrolnej Wyszczególnienie Lata Ogółem (atywni i bierni w tys.) s t/ (jednopodstawowy) 0 0,066 0,077 0,3 0,06 0,07 0,077 0,048 s t/t (łańcuchowy) 0,066 0,03 0,037 0,022 0,08 0,033 0,033 d t/ (jednopodstawowy) 0 0,06 0,09 0,029 0,026 0,029 0,020 0,03 d t/t (łańcuchowy) 0,06 0,004 0,00 0,006 0,005 0,00 0,00 s średnie 0,032 d średnie 0,009 Źródło: Opracowanie własne. 75 Porównując struturę w 2006 rou do strutury w 999 rou można stwierdzić, że przeciętne zmiany wsaźniów strutury wyniosły 0,03, natomiast natężenie tych zmian ształtowało się na poziomie ooło 4,8%. Analizując łańcuchowe miernii natężenia zmian strutury i łańcuchowe miernii przeciętnych zmian wsaźniów strutury stwierdzono stosunowo niewielie i równomierne (z wyjątiem 2000 r.) zmiany ich wartości w olejnych latach. Najwięsze zmiany zarówno co do natężenia, ja i przeciętnych zmian wartości wsaźniów strutury wystąpiły w 2000 rou (natężenie 6,6%, przeciętne zmiany 0,06), natomiast najmniejsze w 200 rou (natężenie,3%, przeciętne zmiany 0,004). Można zatem stwierdzić, że w oresie strutura atywności eonomicznej ludności bezrolnej mieszającej na wsi była stosunowo stabilna (wyresy 2 5).

10 76 0,2 0, 0,08 St/ 0,06 0,04 0, lata ludność rolnicza ludność bezrolna Wyres 2 Jednopodstawowe miernii natężenia zmian strutury (s t/ ) atywności eonomicznej ludności wiejsiej Źródło: Opracowanie własne. St/t- 0,07 0,06 0,05 0,04 0,03 0,02 0,0 0, lata ludność rolnicza ludność bezrolna Wyres 3 Łańcuchowe miernii natężenia zmian strutury (s t/t ) atywności eonomicznej ludności wiejsiej Źródło: Opracowanie własne.

11 77 0,03 0,025 0,02 dt/ 0,05 0,0 0, lata ludność rolnicza ludność bezrolna Wyres 4 Jednopodstawowe miernii przeciętnych zmian wsaźniów strutury (d t/ ) atywności eonomicznej ludności wiejsiej Źródło: Opracowanie własne. 0,08 0,05 0,02 dt/t- 0,009 0,006 0, lata ludność rolnicza ludność bezrolna Wyres 5 Łańcuchowe miernii przeciętnych zmian wsaźniów strutury (d t/t ) atywności eonomicznej ludności wiejsiej Źródło: Opracowanie własne.

12 78 Miary średnioroczne zmian strutury s i d (s średnie i d średnie) w przypadu ludności bezrolnej przyjmują wartości zbliżone, aczolwie nieco wyższe niż odpowiadające im miernii dla ludności rolniczej. Przeciętne roczne natężenie zmian strutury wynosiło 0,032, natomiast przeciętna roczna zmiana wsaźniów strutury w całym badanym oresie była równa 0,009. Wartości te potwierdzają niewieli zares zmian strutury analizowanego zjawisa w ujęciu dynamicznym i są nieznacznie więsze niż w przypadu ludności rolniczej. Wniosi W opracowaniu przedstawiono syntetyczną analizę dynamii strutury atywności eonomicznej ludności wiejsiej, z podziałem na ludność wiejsą związaną z gospodarstwem rolnym (ludność rolną) i ludność bezrolną. Na podstawie przeprowadzonych badań sformułowano następujące wniosi:. W badanym oresie wystąpiły niewielie, a zarazem dość równomierne zmiany strutury atywności eonomicznej ludności wiejsiej. Bardziej znaczące zmiany strutury atywności eonomicznej, zarówno ludności wiejsiej rolniczej, ja i bezrolnej, wystąpiły jedynie w latach 2000 i Ores charateryzował się względną stabilnością strutury. Przeciętne zmiany strutury atywności eonomicznej na przestrzeni całego rozpatrywanego oresu są nieznacznie więsze w przypadu ludności bezrolnej. Świadczy to o ugruntowanej stabilności badanego zjawisa w ujęciu dynamicznym. 2. Nieznacznie więsze zmiany strutury ludności bezrolnej wyniają z więszej mobilności tej grupy osób z powodu brau ziemi i mniejszego przywiązania do miejsca zamieszania. Z olei ludność rolnicza charateryzuje się przywiązaniem do ziemi, ewentualne zmiany w tym zaresie wymagają dłuższego czasu. Wiążą się one na ogół z oniecznością przemiany strutury agrarnej gospodarstw i zmiany pooleniowej wśród właścicieli gospodarstw rolniczych. Przemiany te wymagają ponadto wsparcia państwa poprzez odpowiednie ształtowanie polityi rolnej w tym zaresie. 3. Zastosowane w badaniach miernii syntetyczne charateryzuje duże podobieństwo ształtowania się ich wartości w czasie. Istotną zaletą prezentowanych mierniów jest prostota onstrucji i jasna interpretacja. Wyorzystanie syntetycznych miar dynamii strutury jest uzupełnieniem tradycyjnej analizy współczynniów strutury, tóra umożliwia jedynie obserwację zmian strutury oraz ierunu tych zmian. W całościowej ocenie zmian strutury badanego zjawisa szczególne znaczenie mają syntetyczne mier-

13 nii łańcuchowe, charateryzujące coroczne zmiany strutury. Szczegółowa analiza ciągów tych mierniów pozwala stwierdzić stabilizację strutury w czasie lub wsazać momenty gwałtownych zmian i przyczynić się w ten sposób do poznania pewnych przełomowych oresów, mających znaczenie w badaniach rozwoju analizowanych zjawis eonomicznych i społecznych. Miernii jednopodstawowe nie zawsze oddają właściwy charater zmian strutury, gdyż dają informację jedynie o zmianach strutury w danym oresie w stosunu do oresu bazowego, nie informując o przebiegu zmian w międzyoresie. 79 Literatura Atywność eonomiczna ludności Polsi I wartał lat GUS. Warszawa. KUKUŁA K., 975: Propozycja w zaresie pewnych miar dynamii strutury. Przegląd Statystyczny, z. 3. KUKUŁA K., 984: Jeszcze o miarach odległości strutur udziałowych. Przegląd Statystyczny, z. 9. KUKUŁA K., 986: Przegląd wybranych miar zgodności strutur. Przegląd Statystyczny, z. 4. KUKUŁA K., 996: Statystyczne metody analizy strutur eonomicznych. Wydawnictwo Eduacyjne. Kraów. LINNEMANN H., 966: An Econometric Study of International Trade Flos. North Holland Publ. Co. Amsterdam. RUTKOWSKI J., 98: Podobieństwo strutur i zmiany struturalne zagadnienia wantyfiacji. Wiadomości Statystyczne, nr 8. SOCHA M., SZTANDERSKA U., 2000: Struturalne podstawy bezrobocia w Polsce. PWN, Warszawa. STAWICKI J., 2004: Wyorzystanie łańcuchów Marowa w analizie rynu apitałowego. Wydawnictwo UMK, Toruń. SZUMAN A., 999: Przeobrażenia strutury społeczno-zawodowej ludności Polsi w XX wieu. Ruch Prawniczy Eonomiczny i Socjologiczny, z SZUMAN A., 2004: Przeobrażenia w struturze zatrudnienia obiet w Polsce w latach , [w:] Prace Statystyczne i Demograficzne. Wydawnictwo AE, Poznań. WALESIAK M., 983: Propozycja rodziny miar odległości strutur udziałowych. Wiadomości Statystyczne, nr 0. WASILEWSKA E., 2006: Tendencje zmian w struturze atywności eonomicznej ludności wiejsiej. Zeszyty Nauowe SGGW, Eonomia i Organizacja Gospodari Żywnościowej, nr 6, Warszawa. WITKOWSKI M., 99: Propozycja badania tendencji zmian w struturze osztów przedsiębiorstwa handlu detalicznego. Zeszyty Nauowe nr 76, Wydawnictwo AE. Poznań. ŻWIRBLA A., 2006: Próba onstrucji mierniów strutury oraz zmian struturalnych. Wiadomości Statystyczne, nr 0.

14 80 The Use of Synthetic Measures of Structure Dynamism in the Analysis of Economic Activity Changes of Rural Population Abstract In the paper the synthetic analysis of changes in the economic activity structure was presented with classification into agricultural rural population and landless rural population. The measures of structure changes intensity and measures of average structure changes in the depiction of fixed base index and chain index were used. The use of synthetic measures of the structure dynamism is an essential supplementation of the traditional methodology in the scope of structure analysis. Not large changes in the structure of economic activity of agricultural and landless people were stated, what reflects stability in this scope, while insignificantly larger changes were observed in the group of landless population. The tendency resulting from higher mobility of that group of people because of land and lower attachment to the place of living was stated. Agricultural people were characterised by higher attachment to the place of living, so possible changes needs more time.