IX Kongres Ekonomistów Polskich

Transkrypt

1 Małgorata Gotowska, Anna Jakubcak IX Kongres Ekonomstów Polskch Unwersytet Technologcno-Pryrodncy w Bydgoscy ZASTOSOWANIE WYBRANYCH METOD DO OCENY ZRÓŻNICOWANIA POZIOMU ŻYCIA LUDNOŚCI W POLSCE Strescene: Poom życa to pojęce nterdyscyplnarne, obejmujące problemy ekonomcne społecne. Zanteresowane pomarem poomu życa spowodowane jest tym, że jest to kategora wynkowa powalająca na ocenę funkcjonowana gospodark ora prowadonej pre państwo poltyk społecnej. Zapotrebowane na nformacje dotycące prejawów życa społecno-gospodarcego wśród welu grup użytkownków, wymaga astosowana różnorodnych metod pomaru poomu życa. Informacje uyskane dęk temu pomarow sprawają, że podejmowane decyje społecno-gospodarce w akrese poprawy warunków życa mają nacne skutecnejsy charakter. Celem opracowana była preentacja porównane walorów nformacyjnych wybranych metod oceny różncowana poomu życa w Polsce w latach Summary: The standard of lvng s a term nterdscplnary, coverng the economc and socal problems. The nterest n the measurement of standard of lvng, s caused by the fact that ths s resultant category allows you to assess the functonng of the economy and to a state of socal polcy. The demand for nformaton on the manfestatons of socal and economc lfe of many groups, requres the use of dfferent methods to measure standard of lvng. The added nformaton allows that decson-makng soco-economc n terms of mprovng the lvng condtons are more effectve. The am of the study was presentaton and compare the values of selected methods of nformaton to evaluate the dfferences standard of lvng n Poland between 00 and 011. Słowa klucowe: poom życa, syntetycny mernk poomu życa, analy skupeń Key words: standard of lvng, synthetc measure of standard of lvng, Ward's method, cluster analyss Wprowadene W Polsce po roku 1989 nastąpł okres ntensywnych preman społecnych gospodarcych, które prycynły sę do many poomu życa lud w skal regonalnej. Zróżncowane rowarstwene społecne było jest wdocne w skal makro- mkroekonomcnej. Badana prowadone w latach 90. XX w. 1, wskaują, że stneją sanse na pomyślny rowój regonów, ale ne jest on jednakowy na całym obsare Polsk. Występuje slne różncowane, które ależne jest od rodaju spełnanych funkcj pre mejscowośc, położena geografcnego, stanu nfrastruktury środowska pryrodncego, a także efektywnośc dałań wład lokalnych 3. Celem opracowana była ocena prestrennego różncowana poomu życa ludnośc w Polsce w poscególnych wojewódtwach astosowanem różnych metod welowymarowych. Źródłem danych były dane wtórne pochodące ogólnodostępnych statystyk GUS. Zakres casowy badań obejmował dwa lata (00 011), w których odbyły sę Narodowe Spsy Ludnośc Meskań. Zróżncowane poomu życa w wojewódtwach określono a pomocą 3 metod: syntetycnego mernka poomu życa ora dwóch metod analy skupeń: metody Warda metody grupowana cech obektów. W lterature, welu autorów porusa tematykę warunków życa ludnośc, używając takch termnów, jak: poom życa, jakość życa, amożność społeceństwa, godność życa tp. Autork opracowana pryjmują w badanach koncepcję 4, w której wyróżna sę dwe kategore: poom życa jakość życa. Za poom życa unaje sę stopeń aspokojena materalnych kulturalnych potreb gospodarstw domowych realowany popre strumene towarów usług odpłatnych ora popre strumene fundusy konsumpcj borowej 5. Ta defncja pre dłużsy cas była domnująca w badanach warunków życa ludnośc 6. Można węc pryjąć, że w tym ujęcu poom życa ma charakter obektywny w precweństwe do kategor jakośc życa, która ma charakter subektywny wąany odcucam lud o ch stane życa pocucu scęśca. Można pryjąć, że jakość życa awera te wsystke elementy życa cłoweka, które wąane są faktem stnena, byca kmś odcuwana różnych stanów emocjonalnych, wypływających np.: faktu posadana rodny, kolegów, pryjacół 7. Wydaje sę węc, że rodelene tych dwóch 1 A. Harańcyk, Masta Polsk w procese globalacj gospodark. PWN, Warsawa G. Gorelak, Dynamcs and factors of local success In Poland.CASE, Warsawa A. Sobala-Gwosd, Zmany poomu życa poomu rowoju gospodarcego w mastach wojewódtwa podkarpackego po 1990 roku [W:] J. Słodcyk, D. Rajchel (red.), Premany demografcne jakość życa ludnośc mast. Unwersytet Opolsk, Opole 004, s M. Gotowska, Współcesne badana poomu jakośc życa lud w Polsce. Wydawnctwo UTP, Bydgosc A. Lusnewc, Statystyka społecna. Podstawowe problemy metody, PWE, Warsawa T. Słaby, Poom życa, jakość życa. Wadomośc statystycne nr 6, Warsaw Weloaspektowe badana warunków życa ludnośc. Główny Urąd Statystycny, Warsawa 001.

2 kategor jest podstawą wselkch badań nad tym agadnenam, gdyż take roróżnene wyostra nacene obektywnych warunków życa dla aspokojena potreb prede wsystkch egystencjonalnych (w serokm nacenu) ne gub tych elementów życa psychcnego, które mogą prowadć do odcuwana scęśca, które staje sę nacelnym hasłem w ocene życa cłoweka współcesnego 8. W ponżsym opracowanu predstawono wynk różncowana wyłącne poomu życa meskańców Polsk w ujęcu wojewódtw. Take badana są wysoce stotne. Należy równeż pamętać, aby badana poomu życa dotycyły także mnejsych jednostek terytoralnych kraju, takch jak powaty gmny, własca pry dotacjach dla regonów mających na celu wyrównywane tego różncowana. 1. Syntetycny mernk poomu życa jako metoda oceny różncowana poomu życa ludnośc w Polsce ujęce prestrenne dynamcne W badanach dotycących różncowana poomu życa ludnośc mogą być stosowane różne podejśca metodycne. W prowadonych badanach, narędem powalającym określć różncowane poomu życa w poscególnych wojewódtwach Polsk były odpowedno dobrane wskaźnk. Do opsu kstałtowana sę podstawowych welkośc poomu życa ludnośc w układe terytoralnym wykorystano syntetycny mernk poomu życa, który w sposób warygodny predstawa obra preman achodących na mape społecnej ekonomcnej kraju, a także jest pomocny pry sacowanu man achodących w poscególnych regonach, dając możlwość porównań w case w prestren. Preprowadone badana w ujęcu dynamcnym powolły na badane man w poome życa ludnośc, w poscególnych jednostkach terytoralnych Polsk jak w wyodrębnonych grupach regonów Określene boru fnalnych mennych dagnostycnych dla Polsk metodą parametrycną Hellwga W bae danych wyodrębnono desęć grup mennych opsujących podstawowe sfery życa lud. Anala tego boru powolła na ustalene fnalnego boru mennych dagnostycnych, spośród których dokonano wyboru tych, które w śwetle określonych kryterów merytorycno-formalnych statystycnych były najważnejse punktu wdena prowadonej analy. Jeśl chod o kryterum merytorycne, pryjęto asadę, ż ostatecny bór cech awerać będe menne repreentujące wsystke wyodrębnone dedny życa. W perwotnej bae danych łącna lość wskaźnków wynosła 165 charakteryujących poom życa lud. Wyboru tych wskaźnków dokonano na podstawe preglądu lteratury, badań wceśnejsych dośwadceń autork. Następne astosowano metodę ekspercką. Wybrano grupę 5 ekspertów, która w sposób merytorycny wypowedała sę na temat ważnośc poscególnych wskaźnków poomu życa. Dęk tej metode wybrano bór 65 wskaźnków, które uyskały najwęcej punktów od ekspertów. Następne wybrane wskaźnk poddano obróbce statystycnej. Najperw wskaźnk ostały poddane selekcj e wględu na wartość współcynnka mennośc. Polegał on na tym, że byt nsk poom mennośc określony klasycnym wskaźnkem mennośc cechy, cyl wynosący w co najmnej jednym badanych okresów: γ<10%, elmnował cechę grupy potencjalnych cech dagnostycnych. Taką menną należy unać a quas-stałą, ne wnosącą nacących nformacj o badanym jawsku ne posadającą dolnośc dyskrymnacyjnych. Wyjątek stanowła cecha X 10 IV Precętny mesęcny dochód roporądalny na 1 osobę w gospodarstwach domowych w ł, gdyż pommo, że w 00 r menność określono na γ<10%, to e wględów merytorycnych poostała ona w grupe cech wykorystanych do dalsych badań. Ostatecne e boru mennych wyelmnowano 19 wskaźnków poomu życa. Spośród poostałych mennych charakteryujących wyodrębnone grupy dokonano wyboru repreentantów tych grup. Jedną metod powalających oddelć bór potencjalnych mennych na podgrupy jest metoda parametrycna Hellwga 9. Procedura wynacana cech dagnostycnych była następująca: 1. W latach wynacono macere współcynnków korelacj pomędy poscególnym mennym należącym do desęcu analowanych grup dedn życa. Oblceń dokonano dla dwóch analowanych lat.. Następne postępowano godne procedurą tworena skupsk mennych, pry użycu wartośc progowej * * współcynnka korelacj r, gde parametr r służy do unawana mennych a skorelowane mędy sobą stotne nestotne. Jeśl achodła nerówność: * r j r, * to unano, że menne X X j są mędy sobą skorelowane nestotne. Wartość grancna r jest ustalana w różny sposób. W badanach astosowano wór, wychodąc od testu na stotność współcynnka korelacj: gde: r * t t n 1, 8 T. Słaby, 01: Jakość życa wschodącej klasy wyżsej w Polsce w latach [w:]. Badana polskej klasy wyżsej. Problemy, dagnoy, dylematy. Ofcyna Wydawnca SGH, Warsawa, s A. Zelaś, 000: Taksonomcna anala prestrennego różncowana poomu życa w Polsce w ujęcu dynamcnym, Wydawnctwo AE w Krakowe, Kraków, s. 41.

3 n lcba obserwacj, góry ałożony poom stotnośc, t wartość odcytana tablc testu t -Studenta dla poomu stotnośc oa dla n stopn swobody. Pryjmując powyżse ałożena oblcono wartość grancną na poome 0, Następne w symetrycnej macery korelacj R najdowano sumę elementów każdej kolumny: 1 r... r R r r k rk1 rk... 1 gde: r j = r (X, X j ) (, j = 1,..., k; j) onaca współcynnk korelacj lnowej mennej X e menną X j, aś 1 R j = 4. Następne wyróżnano kolumnę o numere s, posadającą najwęksą sumę elementów, dla której: R s max R j j 5. Z kolumny s wyberano elementy r s spełnające nerówność: k r j 1 r s r * ora odpowadające tym elementom werse. Zmenną odpowadającą wyróżnonej kolumne uważano a menną centralną, a menne odpowadające wyróżnonym wersom a jej menne sateltarne. 6. Następne preprowadano redukcję macery korelacj R pre wykreślene wyróżnonych kolumn wersy. 7. Postępowane omówone w punktach 1-6 powtarano, otrymując dalse skupska ora nową redukowaną macer korelacj. Proces ten kontynuowano do momentu wycerpana analowanego boru mennych. Wynacone menne centralne menne olowane pełną rolę mennych repreentujących wyjścowy bór cech dagnostycnych. 8. Ustalene ostatecnego boru mennych dagnostycnych akońcono ponowną oceną merytorycną uyskanych wynków pod wględem stotnośc akresu nesonych pre każdą menną nformacj o badanym jawsku. Celem było równeż uyskane jednorodnego boru mennych dla obu okresów badawcych, tak aby można było astosować metodę porównawcą. Ostatecnym borem mennych dagnostycnych, stanowących podstawę prowadena dalsych badań emprycnych było 1 wskaźnków predstawonych w tabel 1. 1k Tabela 1. Zmenne dagnostycne L.p. Zmenna Numer mennej 1. Emsja anecysceń pyłowych w tys. t na 100 km X 109 I. Ludność w mastach w % ogółu meskańców X 10 II 3. Drog publcne o twardej nawerchn w km na 100 km X 10 III 4. Precętny mesęcny dochód roporądalny na 1 osobę w gospodarstwach domowych w ł X 10 IV 5. PKB per capta w tys. ł X 106 IV 6. Stopa długotrwałego beroboca w % X 103 V 7. Lcba berobotnych arejestrowanych na 1 ofertę pracy X 106 V 8. Ofary śmertelne wypadków drogowych na 100 tys. pojadów samochodowych arejestrowanych X 115 VI 9. Ludność korystająca sec kanalacyjnej w % ogółu ludnośc X 110 VII 10. Lcba lekary pracujących na 1000 ludnośc X 101 VIII 11. Lcba ucnów skoły podstawowej prypadających na 1 skołę X 101 IX 1. Lcba ćwcących w klubach sportowych na 1000 meskańców X 107 X Źródło: opracowane własne. Wybrane menne dagnostycne posłużyły do wynacena syntetycnego mernka poomu życa dla wsystkch wojewódtw. 1.. Wynacene syntetycnych mernków poomu życa Podstawą konstrukcj syntetycnego mernka poomu życa ludnośc w poscególnych wojewódtwach Polsk były menne należące do fnalnego boru cech dagnostycnych. Procedura wynacena syntetycnego mernka poomu życa prebegała w następujący sposób. Etap perwsy obejmował określene charakteru wybranych cech. Wyjścowy bór mennych dagnostycnych {X} ostał podelony na dwa podbory: stymulanty {X s } destymulanty {X d }. Wskaźnk te wpływają na menną syntetycną w dwóch różnych kerunkach, perwse węksają ją (dodatne oddaływane), druge mnejsają (oddaływane ujemne). Do boru stymulant ostały alcone następujące menne:

4 S: { X 10 II, X 10 III, X 10 IV, X 106 IV, X 110 VII, X 101 VIII}, aś do boru destymulant alcono menne: D: { X 109 I, X 103 V, X 106 V, X 115 VI, X 101 IX, X 107 X}. Podstawą konstrukcj mary syntetycnej był, węc bór następujących mennych: {X} = {S} {D}. W drugm etape ustalono system wag mennych, bowem każdą cechę można określć jako tak samo ważną lub można ustalć system wag. Jednoceśne wadomo także, że procedura redukcj potencjalnego boru wskaźnków do boru cech dagnostycnych stanow już nadane stotnej wag (równej 1) mennej pryjętej do boru cech dagnostycnych nestotnej wag (równej 0) mennej odruconej tego boru 10. Dlatego też korystając sugest awartych w lterature, w badanach poomu życa ludnośc wsystkm wskaźnkom dagnostycnym prypsano stałą wagę (równą 1), nadając m w ten sposób jednakowe nacene. Trec etap to prekstałcene najdujących sę w bore mennych destymulant w stymulanty, gdyż menna syntetycna jest funkcją mennych dagnostycnych dlatego pry jej sacowanu wsystke menne pownny wpływać na badane jawsko w tym samym kerunku. Dlatego też, jeśl w bore mennych dagnostycnych występowały destymulanty to ostały one prekstałcone w stymulanty. Wykonano to pry pomocy następującego woru: 1 X ( =1,,...,k; t=1,,...,n ) t X ' t gde: X t stymulanta; X t destymulanta. Prekstałcone w ten sposób rosnące wartośc mennych nformują o rowoju badanego jawska. W etape cwartym preprowadono standaryację mennych w celu uwolnena ch od mana sprowadena mennych do porównywalnośc. Uyskuje sę to w następujący sposób: gde: S Z x t 1 n xt x s 1 n n x t t 1 n 1 Z t estandaryowana wartość mennej dagnostycnej X w obekce (jednostce casu) o numere t. Standaryacja jest konecnym prekstałcenem wyrównującym warancje wsystkch mennych dagnostycnych sprowadającym je do jednośc. Powoduje to, że wsystke menne mają jednakowe wag, be wględu na ch warancje perwotne 11. Etap pąty to wybór worca rowoju. Worcem rowoju dla kolejnych mennych była jednostka abstrakcyjna, której współrędne określone były pre maksymalne, najwękse wartośc. max t Maksymalne wartośc stosuje sę dla stymulant, a mnmalne dla destymulant. Upredno jednak dokonano prekstałcena destymulant w stymulanty, atem punktem odnesena była maksymalna wartość j-tej mennej dagnostycnej. Cenną własnoścą tak prekstałconych mennych X j (j=1,...,k) jest ch unormowane w predale <0,1>. Onaca to, że m wartośc j są blżse jednośc, tym korystnejse mejsce ajmuje dany obekt (wojewódtwo) pod wględem analowanej mennej. Równeż wartośc mennej syntetycnej M pry astosowanu takego sposobu normalacj są unormowane w predale <0,1> 1. W etape sóstym dla każdego obektu badana wynacano odległość od worca rowoju o postac: d k t 1 Zbudowana w ten sposób odległość d t może być wykorystywana do porównywana rowoju jawska łożonego w wyróżnonych obektach (jednostkach casu). Interpretacja jest następująca: m mnejsą wartość pryjmuje welkość d t, tym wyżsy poom życa jawska łożonego osągnął badany obekt. x t t t x t o 0,5 0,5 10 T. Śmłowska, 1997: Statystycna anala poomu życa ludnośc Polsk w ujęcu prestrennym, Zakład Badań Statystycno-Ekonomcnych Głównego Urędu Statystycnego Polskej Akadem Nauk, Warsawa,. 47, s E. Nowak, 1984: Problemy doboru mennych do modelu ekonometrycnego, PWN, Warsawa, s A. Zelaś, 000: Taksonomcna anala op. ct., s

5 Utworona w ten sposób menna syntetycna d t ne jest unormowana. W celu jej unormowana, a także w celu otrymana takej mary, której rosnące wartośc śwadcyłyby o rowoju badanego jawska, skonstruowano tw. wględną menną syntetycną o postac: d p M 1, D gde: M d p poom życa -tego obektu, odległość -tego obektu od worca, D norma, cyl odległość eukldesowa mędy begunem górnym a begunem dolnym Za normę na ogół pryjmuje sę następującą welkość: gde: W, W p n worec poytywny, worec negatywny, D d W p Wn pj nj m,, pj, nj normalowana wartość j-tej cechy odpowedno dla worca poytywnego negatywnego. Utworona w powyżsy sposób menna syntetycna M prawdopodobeństwem blskm jednośc pryjmuje wartośc predału [0,1]. Jej nterpretacja jest następująca: mernk M pryjmuje wysoke wartośc dla danego obektu, gdy wartośc uwględnone w badanu porównawcym mennych są równeż wysoke, co śwadcy o wysokm poome życa ludnośc w tym regone. Nske aś wartośc mernka syntetycnego występują w sytuacj pryjęca pre ten obekt nskch wartośc wskaźnków społecnych, co wpływa na nsk poom życa ludnośc w tych wojewódtwach 13. Tabela. Charakterystyk opsowe dla mennych syntetycnych opsujących poom życa ludnośc wojewódtw Polsk w roku Charakterystyk opsowe j1 Lata Średna arytmetycna 0,3 0,35 Odchylene standardowe 0,10 0,11 Współcynnk mennośc [%] 34,80 3,0 Medana 0,8 0,34 Kwartyl perwsy 0,5 0,8 Kwartyl trec 0,39 0,44 Mnmum 0,15 0,16 Maksmum 0,56 0,56 Rostęp 0,41 0,40 Źródło: opracowane własne. Po wynacenu syntetycnych mernków poomu życa w poscególnych wojewódtwach Polsk oblcono charakterystyk opsowe tych mernków. Wynka nch, że roku na roku wrasta średna dla syntetycnych mernków poomu życa, gdyż w 00 roku wynosła ona 0,3, a w 011 roku 0,35, co może wskaywać na wrost poomu życa ludnośc w Polsce. Potwerdają to równeż wartośc mnmalne, które są wyżse w kolejnych latach badań. Należy jednak auważyć, że wrost mernków jest newelk. Średna arytmetycna ne onaca jednak wrostu syntetycnego mernka poomu życa w każdym wojewódtw, tylko ogólną tendencję. Dlatego sposób, w jak mernk poomu życa rokładały sę w każdym wojewódtw ostane predstawony w kolejnym podrodale..3. Rankng wojewódtw według syntetycnego mernka poomu życa Oblcone wartośc mennych syntetycnych opsujących poom życa ludnośc powalają na uporądkowane wojewódtw pod wględem analowanego jawska. Zróżncowane wojewódtw pod wględem osągnętego poomu życa predstawają rysunek 1. Wojewódtwa, które uyskały wartość mernka najblżse 1, charakteryują sę najwyżsym poomem życa ludnośc, natomast wojewódtwa o nskch wartoścach mernka ajmują odpowedno dalse poycje pod wględem poomu życa ludnośc. Wojewódtwem o najwyżsym poome życa w badanych latach okaało sę wojewódtwo maowecke, dla którego średna syntetycnego mernka poomu życa w tych latach wynosła 0,56 była najblżsa jednośc spośród poostałych wojewódtw. Wysoke mernk poomu życa w okrese lat badań odnotowano równeż w wojewódtwe pomorskm, welkopolskm śląskm. Były to wojewódtwa, które w latach badań awse plasowały sę w perwsej cwórce rankngu wojewódtw Polsk. Najnżsy syntetycny mernk poomu życa odnotowano w 13 A. Zelaś, 000: Taksonomcna anala op.ct., s. 41.

6 wojewódtwach: podkarpackm, śwętokryskm warmńsko-maurskm, które plasowały sę na ostatnch mejscach w rankngu. Najblżej średnej wartośc syntetycnego mernka poomu życa dla całej borowośc pryjmowało wojewódtwo kujawsko-pomorske. Rysunek 1. Zróżncowane wojewódtw pod wględem syntetycnego mernka poomu życa w wojewódtwach Polsk w 00 roku Źródło: opracowane własne. Rysunek. Zróżncowane wojewódtw pod wględem syntetycnego mernka poomu życa w wojewódtwach Polsk w 011 roku Źródło: opracowane własne..4. Ustalene grup wojewódtw o podobnym poome życa Oblcone wartośc mennych syntetycnych stanowły podstawę uporądkowana wojewódtw według osągnętego poomu życa ludnośc. Mernk syntetycne powolły ponadto dokonać podału boru analowanych jednostek (wojewódtw) na grupy, awerające obekty o podobnym poome życa ludnośc, a także powolły wynacyć predały syntetycnego mernka poomu życa, które umożlwły dokonane podału obektów na grupy o wysokm nskm poome życa. Pry podale obektów możlwe jest stosowane różnych kryterów podału. W opracowanu astosowano kryterum oparte na podstawowych parametrach (charakterystykach opsowych) mernka syntetycnego, tj. średnej arytmetycnej ( t ) ora odchylena standardowego (S ). Zbór badanych obektów podelony ostał na ctery grupy, obejmujące wojewódtwa o wartoścach mernka syntetycnego następujących predałów 14 : G1: G : G3 : G4 : S ;max{ } ( 1,..., m) wysok; ; S ) średn; S ; ) nsk; mn{ }; S ) bardonsk. Tabela 3. Predały do klasyfkacj wojewódtw według syntetycnego mernka poomu życa w roku Grupy Predały klasyfkacyjne G1 <0,45; 0,561> <0,460; 0,558> G <0,31; 0,45) <0,348; 0,460) G3 <0,17; 0,31) <0,36; 0,348) G4 <0,148; 0,17) <0,158; 0,36) Źródło: opracowane własne. 14 A. Zelaś, 000: Taksonomcna anala op. ct., s. 151.

7 Wydelone predały klasyfkacyjne powolły podelć wojewódtwa na 4 grupy wynacone na podstawe syntetycnych mernków poomu życa. Do dalsej analy wybrano predały klasyfkacyjne 011 roku pryjęto ten okres a baowy do klasyfkacj wojewódtw Polsk pod wględem poomu życa. Perwsa wydelona grupa wojewódtw to regony o wysokm poome życa, w której stopeń aspokojena potreb wąanych poomem życa wahał sę w predale od ponad 46% do ponad 50%. W grupe tej nalały sę 3 wojewódtwa: maowecke, dolnośląske śląske. Druga grupa wojewódtw to obekty o średnm poome życa, w których stopeń aspokojena potreb wahał sę od ponad 34,8% do ponad 40%. W grupe tej nalało sę 5 wojewódtw: welkopolske, pomorske, małopolske, łódke achodnopomorske. W trecej grupe nalało sę równeż 5 wojewódtw. Były to wojewódtwa kujawsko-pomorske, lubuske, opolske, lubelske podlaske. Wydelone obekty to wojewódtwa o nskm poome życa, w których stopeń aspokojena potreb wahał sę w predale od 3,6% do 34,8%. Ostatna grupa wojewódtw to warmńsko-maurske, podkarpacke śwętokryske, cyl obekty o bardo nskm poome życa, w których stopeń aspokojena potreb był nżsy od 3,6%. Ocywśce stopeń aspokojena potreb o którym tutaj mówmy dotycy wyłącne wynaconych kategor cech dagnostycnych, które utworyły syntetycne mernk poomu życa. Dla sprawdena poprawnośc podału na grupy według wynaconego kryterum oblcono współcynnk mennośc dla całej borowośc dla poscególnych grup w kolejnych latach badań. Poprawny podał ma mejsce wówcas, gdy współcynnk mennośc dla każdej grupy jest mnejsy od współcynnka mennośc dla całej borowośc. Oblcena te predstawono w tabel 4, której wynka, że pryjęte podały według wynaconego kryterum w kolejnych latach analy były poprawne, bo współcynnk mennośc dla wynaconych grup są mnejse od współcynnków mennośc dla całej borowośc. Tabela 4. Współcynnk mennośc dla całej borowośc dla poscególnych grup wojewódtw wydelonych na podstawe syntetycnego mernka poomu życa w 011 roku 011 Grupa Wojewódtwo Z t Średna G1 G G3 G4 Maowecke 0,55 Dolnośląske 0,53 Śląske 0,5 Welkopolske 0,47 Małopolske 0,41 Pomorske 0,40 Łódke 0,36 Zachodnopomorske 0,36 Opolske 0,34 Lubuske 0,31 Kujawsko-pomorske 0,30 Lubelske 0,8 Podlaske 0,5 Warmńsko-maurske 0,3 Podkarpacke 0, Odchylene standardowe Współcynnk mennośc [%] 0,53 0,01 1 0,40 0, ,30 0,03 1 0,19 0,05 4 Śwętokryske 0,14 Zborowość 0,35 0,11 3 Źródło: opracowane własne.. Analy skupeń jako metody oceny podobeństwa wojewódtw pod wględem różncowana poomu życa ludnośc w Polsce ujęce prestrenne dynamcne W celu wyodrębnena grup krajów o podobnym poome życa ludnośc można astosować metody oparte na syntetycnych mernkach rowoju lub można wykorystać metody grupowana oparte na podobeństwe taksonomcnym obektów welocechowych. W badanach do pogrupowana wojewódtw Polsk astosowano metodę Warda, która należy do herarchcnych metod aglomeracyjnych. Grupowane obektów wykorystanem metod aglomeracyjnych odbywa sę według następujących etapów 15 : - należy utworyć n klas awerających pojedynce obekty; - oblcyć wartość pewnej mary podobeństwa (odległośc) dla wsystkch par klas; - połącyć dwe klasy najbardej podobne; - jeśl wsystke obekty należą do jednej klasy, to należy akońcyć pracę, jeżel ne, to należy prejść ponowne do kroku. Punktem wyjśca w metodach aglomeracyjnych jest macer obserwacj, łożona wyselekcjonowanych mennych spośród wsystkch potencjalnych mennych dagnostycnych pryjętych do analy, na podstawe której wynacamy macer odległośc D. Macer odległośc D jest podstawą tworena skupeń, gde w ależnośc od wybranej metody różne są krytera łącena jednostek w grupy. W astosowanej metode Warda funkcją kryterum łącena jednostek w 15 E. Gatnar, Symbolcne metody klasyfkacj danych, PWN,Warsawa 1998.

8 grupy jest suma kwadratów odległośc poscególnych jednostek od środków cężkośc grup, do których jednostk te należą (kwadraty odległośc eukldesowych). Korystając macery odległośc dokonuje sę klasyfkacj wojewódtw na jednorodne, typologcne grupy e wględu na osągnęty poom życa ludnośc. Grafcną lustracją grupowana obektów są dendogramy, które pokaują połącena ora powstające w kolejnych krokach skupena. Lcbę grup określa lcba gałę dendogramu, który precnamy ponową lną na podstawe wykresu odległośc wąana wględem eta. Onaca to, że dendogram delmy w mejscu gde odległośc mędy łąconym grupam są najwękse. Jak podkreśla J. Berbeka, sacuje sę, że w metode Warda efektywność wykrywana prawdwej struktury danych jest o około 40% wyżsa nż następnej w kolejnośc metody najdalsego sąsedtwa Metoda Warda Odległ. eukldesowa 10 Odległość wą Śląske Maowecke Podkarpacke Warmńsko-maurske Śwętokryske Podlaske Lubuske Welkopolske Małopolske Lubelske Opolske Pomorske Łódke Zachodnopomorske Kujawsko-pomorske Dolnośląske Rysunek 3. Grupowane wojewódtw Polsk metodą Warda w 00 roku Źródło: opracowane własne. Wojewódtwa Polsk pogrupowano metodą Warda, co powolło określć najbardej podobne do sebe regony pod wględem wynaconych cech dagnostycnych. Precęce wykonano na 6 odległośc wąana na tej podstawe powstały 4 grupy wojewódtw (rys. 3). Perwsa grupa ostała utworyła dla dwóch wojewódtw: śląskego maoweckego, cyl o najwyżsym poome życa według rankngu syntetycnego mernka poomu życa. Druga grupa to wojewódtwa o najnżsym poome życa w 00 roku, cyl podkarpacke, warmńsko maurske, śwętokryske, lubuske trochę odstające od grupy podlaske. Treca grupa to 3 wojewódtwa: welkopolske małopolske o wysokm mernku poomu życa słabse wojewódtwo lubelske. Ostatna 4 grupa to wojewódtwa, których poom życa kstałtuje sę na poome blskm średnej wartośc dla wsystkch wojewódtw Polsk. W 011 roku podał wojewódtw na jednorodne grupy był blżony do podału według rankngu syntetycnego mernka poomu życa (rys. 4). Tym raem perwsa grupa to wojewódtwa o najnżsym poome życa, cyl podkarpacke śwętokryske. Kolejna grupa to nadal wojewódtwa, w których poom życa jest na nżsym poome nż średno dla Polsk. Są to warmńsko-maurske, podlaske, łódke lubelske. Treca grupa to dwa wojewódtwa o najwyżsym poome życa, tak jak w 00 roku, cyl maowecke śląske. Ostatna grupa to wojewódtwa średnego poomu życa, cyl opolske, lubuske, małopolske, welkopolske, kujawsko-pomorske, pomorske, achodnopomorske dolnośląske. Predstawona metoda Warda wskauje na różncowane w poscególnych regonach pod wględem poomu życa. Wdocne jest równeż nacne różncowane w wartoścach poscególnych cech dagnostycnych stanowących podstawę oblcana syntetycnego mernka poom życa, co predstawone na rysunku 5 a pomocą 16 J. Berbeka J., Poom życa ludnośc a wrost gospodarcy w krajach Un Europejskej, Akadema Ekonomcna, Kraków 006, s. 46.

9 metody grupowana obektów cech. Poscególne natężene kolorów dla danych mennych śwadcy o tym różncowanu w poscególnych badanych regonach Polsk. Rysunek 4. Grupy wojewódtw wyróżnone na podstawe metody Warda w 011 roku Źródło: opracowane własne. Rysunek 5. Standaryowany poom życa w wojewódtwach wynk grupowana obektów cech w anale skupeń Źródło: opracowane własne. Podsumowane wnosk Anale taksonomcnej poomu życa ludnośc poddano meskańców 16 wojewódtw Polsk. Uyskane wynk wskaują, że w latach w cołówce wojewódtw, najbardej blżonych do worca, a tym samym posadających najwyżsy poom życa ludnośc najdują sę wojewódtwa: maowecke, śląske, welkopolske pomorske. W badanach aobserwowano wyraźny spadek poomu życa meskańców wojewódtwa podlaskego lubuskego. Wykorystując metodę Warda można stwerdć, że występuje duże różncowane poomu życa ludnośc w Polsce. Ocywśce nżsy poom życa wdocny jest wśród wschodnch regonów Polsk. Podsumowując preprowadone badana należy powedeć, że pod wględem poomu życa nadal w Polsce występują regony, które należy wsperać, aby wyrównać ch sanse na lepse życe aspokojene potreb podstawowych wyżsego rędu. Zmnejsene dysproporcj rowojowych wymaga jednak dłużsego casu. Ogólne można stwerdć, że poom życa w węksośc regonów Polsk podnos sę należy kontynuować tego typu badana, aby można było rejestrować proces man. Można sądć, że w prysłośc różncowane poomu życa ludnośc poscególnych wojewódtw pownno ulegać mnejsenu, jednak jest to bardo trudne, gdyż jawsko rowarstwena społeceństwa punktu wdena jego dobrobytu jest typowe dla krajów wysoko rownętych. Z tego wynka, że warto prowadć analować wskaźnk poomu życa dla mnejsych bardej jednorodnych jednostek, takch jak gmna cy powat. Należy równeż pamętać, aby w analach stosować nowe metody, które powalają porównywać uyskane wynk.

10 Lteratura 1. Berbeka J., Poom życa ludnośc a wrost gospodarcy w krajach Un Europejskej, Akadema Ekonomcna, Kraków Gatnar E., Symbolcne metody klasyfkacj danych, PWN,Warsawa Gorelak G. Dynamcs and factors of local success In Poland.CASE, Warsaw Harańcyk A. Masta Polsk w procese globalacj gospodark. PWN, Warsawa Lusnewc A., Statystyka społecna. Podstawowe problemy metody, PWE, Warsawa Nowak E., Problemy doboru mennych do modelu ekonometrycnego, PWN, Warsawa Słaby T., Poom życa, jakość życa. Wadomośc statystycne nr 6, Warsaw Słaby T., Jakość życa wschodącej klasy wyżsej w Polsce w latach [w:]. Badana polskej klasy wyżsej. Problemy, dagnoy, dylematy. Ofcyna Wydawnca SGH, Warsawa Sobala-Gwosd A. Zmany poomu życa poomu rowoju gospodarcego w mastach wojewódtwa podkarpackego po 1990 roku [W:] J. Słodcyk, D. Rajchel (red.), Premany demografcne jakość życa ludnośc mast. Unwersytet Opolsk, Opole Śmłowska T., Statystycna anala poomu życa ludnośc Polsk w ujęcu prestrennym, Zakład Badań Statystycno-Ekonomcnych Głównego Urędu Statystycnego Polskej Akadem Nauk, Warsawa 1997, Weloaspektowe badana warunków życa ludnośc. Główny Urąd Statystycny, Warsawa Zelaś A., Taksonomcna anala prestrennego różncowana poomu życa w Polsce w ujęcu dynamcnym, Wydawnctwo AE w Krakowe, Kraków 000. dr nż. Małgorata Gotowska msrubkowsk@utp.edu.pl, dr nż. Anna Jakubcak ajakubcak@utp.edu.pl Unwersytet Technologcno-Pryrodncy w Bydgoscy Wydał Zarądana ul. Fordońska Bydgosc