STATYSTYKA MIĘDZYNARODOWA

Transkrypt

1 STATYSTYKA MIĘDZYNARODOWA Marcn SALAMAGA Analza porównawcza rozwoju regonalnego krajów Grupy Wyszehradzkej Grupa Wyszehradzka jest przykładem regonalnego porozumena w zakrese współpracy na płaszczy ne poltycznej, gospodarczej kulturalnej. Tworzą ją: Polska, Republka Czeska, Słowacja Węgry. Podstawową formą współpracy tych państw są spotkana prezydentów, premerów, mnstrów spraw zagrancznych, marszałków województw tp. Jednym z celów Grupy Wyszehradzkej są starana o ugruntowane tożsamośc Europy rodkowo-wschodnej w Un Europejskej (UE) oraz promocja współpracy regonalnej krajów środkowoeuropejskch. Kraje Grupy Wyszehradzkej oprócz blskego sąsedztwa geografcznego łączy wspólnota poltyczna cywlzacyjna. Gospodarka krajów Grupy Wyszehradzkej odzedzczyła wele podobnych problemów po socjalstycznej gospodarce centralne planowanej. Mmo lcznych podobeństw krajów wyszehradzkch to jednak uwarunkowana demografczne, społeczne, ekonomczne oraz kulturowe mplkują różnce w rozwoju regonalnym. Przyczyn zróżncowana krajów wyszehradzkch można upatrywać m.n. w odmennych uwarunkowanach geografcznych, hstorycznych, różnorodnym wyposażenu w czynnk produkcj nfrastrukturę technczną. Zróżncowane przestrzenne rozwoju staje sę ważnym problemem gospodark krajów Grupy Wyszehradzkej. Wyrównywane dysproporcj regonalnych w rozwoju gospodarczym stanow jeden z głównych celów wspólnej poltyk regonalnej krajów w ramach UE. W kształtowanu założeń poltyk regonalnej stotne jest właścwe rozpoznane dysproporcj w rozwoju regonalnym oraz wskazane przyczyn tego zjawska. Zróżncowane regonalne krajów jest przedmotem welu badań analz. Celem artykułu jest ocena zróżncowana regonalnego krajów tworzących Grupę Wyszehradzką. Wybór tych krajów wynkał z ch sąsedztwa geografcznego, podobnej hstor najnowszej, podobnej struktury gospodark postsocjalstycznej zblżonych problemów społeczno-ekonomcznych. Analzę rozwoju regonalnego przeprowadzono dla regonów zgodnych z nomenklaturą NUTS 1 2. Tym samym porównanu poddano 34 regony. Do badana zastosowano zapropono- 1 Nomenklatura geokodowana jednostek terytoralnych UE Nomenklatura Jednostek Terytoralnych dla Celów Statystycznych (Nomenclature of Unts for Terrtoral Statstcs). 90

2 wany w tym celu wska nk jakośc rozwoju społeczno-ekonomcznego. Jest on oblczany na podstawe agregacj wynków analzy głównych składowych, którą przeprowadza sę według macerzy korelacj standaryzowanych zmennych komponentów ndeksu. Wartośc wska nka rozwoju regonalnego oblczono osobno w ujęcu gospodarczym społecznym. Umożlwły one uporządkowane regonów w różnych aspektach rozwoju, ocenę zman rozwoju regonalnego w ujęcu dynamcznym oraz prognozowane pozomu rozwoju. WSKAŹNIK ROZWOJU REGIONALNEGO W lteraturze przedmotu można wskazać lczne propozycje syntetycznych mernków rozwoju. Zazwyczaj zmenna syntetyczna powstaje przez odpowedne zagregowane zmennych dagnostycznych doprowadzonych do porównywalnośc poprzez np. standaryzację, untaryzację lub przekształcene lorazowe. Z bardzej znanych mernków rozwoju można wymenć średną arytmetyczną ze znormalzowanych wartośc zmennych perwotnych (Malna, 1993), mernk oparty na metodze średnch rang (Malna, Wanat, 1995) czy taksonomczny mernk rozwoju (Zelaś, 2000). Inspracją do konstrukcj zaproponowanego tu wska nka jest mernk opracowany przez Shukla Kakara do badana rozwoju regonalnego 21 stanów Ind (Shukla, Kakar, 2006). Konstrukcja wska nka rozwoju wykorzystuje wynk analzy głównych składowych. Każdą składową główną (czynnk główny) można wyrazć jako kombnację lnową znormalzowanych zmennych perwotnych (Dobosz, 2004): gdze: U j = 2 + b1 j X1 + b2 j X +... bpj X p ; j =1, 2,..., t (1) U j czynnk główny, X 1, X 2,..., X p znormalzowane zmenne perwotne, b 1j, b 2j,..., b pj współczynnk znormalzowanych zmennych perwotnych. Równeż każdą ze zmennych X można wyrazć za pomocą lnowej kombnacj czynnków, czyl w postac: gdze: X = b U + b U b U ; =1, 2,..., p (2) t t U 1, U 2,..., U t czynnk główne, b j ładunek j-tego czynnka wspólnego w zmennej X. 91

3 Dowodz sę, że ładunk składowych głównych ( nektórych ch rotacj 2 ) podnesone do kwadratu reprezentują proporcję zmennośc wyjaśnonej przez zwązek lnowy X (U j ) w stosunku do całkowtej zmennośc zmennej X. Jednak warancja składowej głównej reprezentowana jest przez odpowedną wartość własną macerzy korelacj standaryzowanych zmennych. Ostateczne wartość własną j-tego czynnka można zapsać następująco (Dobosz, 2004): p λ j = b2 j (3) = 1 W analze głównych składowych dopuszczono redukcję wymaru przestrzen cech do pozomu gwarantującego wyjaśnene co najmnej 80% zmennośc modelu. Można przyjąć, że taka redukcja wymaru przestrzen pozwala na akceptowalną stratę zasobu nformacj cech. Wartośc własne macerzy korelacj wykorzystano w konstrukcj ndeksu rozwoju regonalnego I B. Do jego oblczena proponuje sę formułę (4) będącą loczynem wektora X znormalzowanej wartośc cech transponowanego wektora W B, zawerającego wag reprezentujące przecętne udzały zmennośc wyjaśnonej przez poszczególne zmenne w ramach wyodrębnonych składowych głównych: gdze: I T B X W B X wektor znormalzowanych cech o wymarach 1 p, W B wektor wag o wymarach 1 p. = (4) Normalzację cech przeprowadzano w zależnośc od tego, czy mają one charakter stymulant, destymulant czy też są nomnantam. Stymulanty normalzowano według wzoru: j yj mn{ yj} = (5) ma{ y } mn{ y } natomast normalzację destymulant przeprowadzano zgodne ze wzorem: j j j ma{ yj} yj = (6) ma{ y } mn{ y } j j gdze y j -ta realzacja zmennej perwotnej Y j. 2 Do najbardzej popularnych rotacj składowych głównych należą varma (Kaser, 1958), quartma, bquartma, orthoma, parsma, equama (Hartman, 1976). 92

4 Sposób normowana nomnant zależy od tego, czy stneje jedna wartość nomnalna n 0j czy też stneje przedzał wartośc nomnalnych [n 1j ; n 1j ] (Kukuła, 2000). W perwszym przypadku można zastosować wzór: j yj mn yj, n0 j mn{ yj} = 1, yj ma{ yj}, c0 j ma{ yj} gdy gdy gdy y y y j j j < n = n > n 0 j 0 j 0 j (7) W drugej sytuacj normowane można przeprowadzć zgodne z formułą: j yj mn yj, n1 j mn{ yj} = 1, yj ma{ yj}, c2 j ma{ yj} gdy gdy gdy y y y j j j < n [ c ; c ] > c 1 j 1 j 2 j 2 j (8) Wybór przedstawonej metody normowana zmennych dagnostycznych (untaryzacj zerowanej) wynkał z tego, że pozwala ona transformować cechy o dowolnych wartoścach (także ujemnych czy równych 0) zawsze do przedzału [0; 1]. Do oblczena wektora wag W B zastosowano następującą formułę: W t ( λ jb j ) j= 1 B = t j= 1 λ j (9) gdze λ j jest oblczane zgodne ze wzorem (3) oraz B j = [b 1j, b 2j,, b pj ]. Wektor W B zawera wartośc bezwzględne ładunków czynnkowych, ważone udzałam czynnków w zasobe wspólnej zmennośc, wyrażone odpowednm wartoścam własnym. Tym samym jego wartość jest agregatem zasobu nformacyjnego zmennych perwotnych oraz zasobu nformacyjnego, którego nośnkem są składowe główne. Im wększy zasób nformacyjny wnoszą zmenne perwotne lub czynnk główny, tym wyższa jest wartość ndeksu rozwoju. 93

5 Przyjęty system normalzacj zmennych oraz konstrukcja wektora wag sprawają, ż wartośc ndeksu rozwoju (4) są neujemne. Im wyższy jest pozom rozwoju danego regonu, tym wyższą wartość przyjmuje ndeks I B. Zakres wartośc wska nka (4) zależy od badanej dzedzny rozwoju. Górna granca wartośc ndeksu (4) teoretyczne jest neogranczona, chocaż ndeks ten przyjmuje najczęścej wartośc ne wększe od 2. W badanach emprycznych dotyczących rozwoju społeczno-gospodarczego potwerdzene znajduje prawdłowość, że wartośc ndeksu (4) spoza przedzału [0; 2] można uznać za odstające, a obekty przez ne opsywane za odstające pod względem rozwoju od pozostałych. Cały zakres zmennośc ndeksu I B można podzelć na rozłączne przedzały klasowe następne przyporządkować do nch obekty ze względu na wartość zmennej syntetycznej. Klasyfkację jednostek przestrzennych zdefnowano przy użycu średnej arytmetycznej ndeksu (4) oraz jego odchylena standardowego. Wyróżnono cztery grupy regonów o wartoścach ndeksu z następujących rozłącznych przedzałów (Zelaś, 2000): 94 bardzo dobre: I B > I B + si (10) dobre: I B I B I B + si (11) słabe: I B si I B < I B (12) bardzo słabe: I B < I B si (13) gdze I B, s I średna odchylene standardowe wartośc ndeksu I B. Wydaje sę, że proponowany wska nk (4) stanow cekawą alternatywę dla klasycznych mernków rozwoju, jak np. taksonomczny mernk rozwoju Hellwga (Hellwg, 1968). Jednym z zarzutów stawanych nektórym klasycznym mernkom rozwoju jest to, że ne uwzględnają one wag poszczególnych kryterów odpowadających ch znaczenu. W przypadku mernka Hellwga brak jest, przykładowo, możlwośc ustalena, jak jest udzał odchyleń obektów od obektu wzorcowego w całkowtej ch sume (Młodak, 2006). Ważena zmennych ne uwzględnają równeż nektóre bezwzorcowe mernk rozwoju, wykorzystujące w swojej konstrukcj sumowane znormalzowanych zmennych. Wydaje sę, że proponowany mernk pozbawony jest tej wady, gdyż uwzględna on wag wyrażające zasoby nformacyjne zmennych dagnostycznych. WYNIKI BADA EMPIRYCZNYCH Wartość ndeksu I B została oblczona dla 34 regonów zgodnych z nomenklaturą NUTS 2 w dzedznach rozwoju gospodarczego społecznego. Rozwój gospodarczy kraju przedstawa sę zazwyczaj za pomocą wska nków, które umożl-

6 wają określene rozmarów struktury produktu krajowego brutto, welkośc oraz rodzaju nakładów nwestycyjnych. Ponadto pozom rozwoju ekonomcznego można wyrazć za pośrednctwem wska nków opsujących stopeń urbanzacj, uprzemysłowena, nfrastrukturę technczną komunkacyjną, wykorzystane zasobów pracy nne (Malna, 1993). Ostateczny wybór cech opsujących pozom rozwoju gospodarczego był zdetermnowany dostępnoścą danych na przyjętym pozome agregacj nformacj. Przeprowadzając selekcję cech brano pod uwagę stopeń kompletnośc porównywalnośc danych w badanym okrese, dostateczne zróżncowane danych, a także stopeń skorelowana zmennych (w przypadku nadmernego skorelowana elmnowano odpowedne cechy). Z badana elmnowano cechy, dla których współczynnk zmennośc był mnejszy od 10%. Z kole weryfkację korelacyjną przeprowadzono przy pomocy cech centralnych, sateltarnych zolowanych przyjmując progową wartość współczynnka korelacj równą r 0 = 0,5. Ostateczne do oceny pozomu rozwoju gospodarczego 34 regonów krajów wyszehradzkch zaproponowano następujące zmenne 3 : Y 1 PKB na meszkańca (w euro), Y 2 nwestycje w środk trwałe (w mln euro), Y 3 odsetek pracownków zatrudnonych w sektorach zaawansowanych technolog, Y 4 wydatk na badana rozwój na meszkańca (w euro), Y 5 lczba patentów zgłoszonych do Europejskego Bura Patentowego na 1 mln meszkańców, Y 6 odsetek osób zatrudnonych w sektorach naukowym techncznym, Y 7 seć autostrad (w km na 1000 km 2 ). O pozome rozwoju społecznego decydują mędzy nnym: postęp w dzedzne edukacj ośwaty, kultury sztuk, ochrony zdrowa opek społecznej, sytuacja na rynku pracy czy jakość środowska naturalnego (Szymla, 1994). Borąc pod uwagę kompletność dostępność danych, a także krytera wyboru cech do analzy (analogczne, jak przy cechach opsujących rozwój ekonomczny) ostateczne uwzględnono 9 zmennych opsujących różne aspekty rozwoju społecznego: Y 8 stopa aktywnośc zawodowej (w %), Y 9 stopa długotrwałego bezroboca (w %), Y 10 dochód rozporządzalny gospodarstw domowych na meszkańca (w euro), Y 11 lczba studentów szkół wyższych na 1000 ludnośc, Y 12 odsetek osób regularne korzystających z Internetu (w %), Y 13 odsetek gospodarstw domowych z dostępem do szerokopasmowego Internetu (w %), Y 14 lczba lekarzy na 10 tys. ludnośc, Y 15 lczba samochodów na 1 tys. meszkańców, Y 16 stężene pyłu PM 2,5 4 (w μg/m 3 ). 3 Dane do oblczeń pochodzą z bazy danych Eurostatu: /page/portal/statstcs/search_database (stan na dzeń ). 4 PM 2,5 symbol resprablnego pyłu o średncy cząstek mnejszej od 2,5 μm wnkającego bezpośredno do płuc krwoobegu. 95

7 Wększość cech mała charakter stymulant (za wyjątkem cech Y 9, Y 16, które są destymulantam). Normalzację stymulant przeprowadzono zgodne z formułą (5), natomast destymulanty normalzowano według wzoru (6). Analza głównych składowych została przeprowadzona na danych z 2008 r. Następne na podstawe otrzymanych ładunków czynnkowych oblczono wartośc wektora wag zgodne z formułą (9) ostateczne korzystając ze wzoru (4) oblczono wartośc ndeksu rozwoju. Wynk oblczeń dla poszczególnych regonów krajów Grupy Wyszehradzkej przedstawono w tabl. 1. Polska Republka Czeska Słowacja Węgry TABL. 1. WARTOŚCI INDEKSU ROZWOJU WEDŁUG REGIONÓW KRAJÓW GRUPY WYSZEHRADZKIEJ W 2008 R. K r a j e NUTS 2 r ó d ł o: opracowane własne na podstawe danych z Eurostatu. gospodarczy Rozwój społeczny dolnośląske 0,747 1,100 kujawsko-pomorske 0,250 0,972 lubelske 0,444 0,911 lubuske 0,182 0,837 łódzke 0,355 1,031 małopolske 0,561 1,158 mazowecke 1,272 1,499 opolske 0,325 0,893 podkarpacke 0,353 0,812 podlaske 0,194 1,049 pomorske 0,615 1,009 śląske 0,637 1,081 śwętokrzyske 0,111 0,731 warmńsko-mazurske 0,127 0,858 welkopolske 0,476 1,054 zachodnopomorske 0,550 1,068 Morawy ląsk 0,577 0,804 Połudnowy Wschód 1,152 1,236 Połudnowy Zachód 0,902 1,203 Północny Wschód 0,865 0,981 Północny Zachód 0,477 0,906 Regon prask 2,577 2,149 rodkowe Czechy 1,251 1,161 rodkowe Morawy 0,554 1,003 Centralna Słowacja 0,455 0,805 Regon bratysławsk 2,460 1,969 Wschodna Słowacja 0,422 0,740 Zachodna Słowacja 0,724 0,985 Nzna Połudnowa 0,414 0,781 Nzna Północna 0,482 0,585 Węgry Północne 0,560 0,628 Węgry rodkowe 2,057 1,599 Zadunaje Połudnowe 0,714 0,829 Zadunaje rodkowe 1,342 1,082 Zadunaje Zachodne 0,917 1,026 96

8 Na podstawe przedstawonych wynków można stwerdzć, ż najwyższym pozomem rozwoju gospodarczego społecznego cechowały sę regony prask bratysławsk oraz Węgry rodkowe. Z polskch województw najwyższy pozom rozwoju gospodarczego społecznego mało woj. mazowecke. Należy zauważyć, że najlepej rozwnęte regony krajów Grupy Wyszehradzkej to obszary slne zurbanzowane, wewnątrz których znajdują sę stolce krajów. Najsłabszy zaś pozom rozwoju gospodarczego wykazywały województwa: lubuske, warmńskomazurske śwętokrzyske, natomast najnższy pozom rozwoju społecznego wykazały: woj. śwętokrzyske, Węgry Północne Nzna Północna. Stosując wzory (10) (13) zakwalfkowano regony do jednej z czterech grup o zblżonym pozome rozwoju regonalnego. Zgodne z tą klasyfkacją do najlepej rozwnętych regonów pod względem rozwoju gospodarczego oprócz wymenonych już regonów należy też Zadunaje rodkowe. Wśród regonów dobrze rozwnętych znalazły sę dwa województwa: mazowecke dolnośląske, jeden regon węgersk: Zadunaje Zachodne cztery regony czeske: rodkowe Czechy, Połudnowy Wschód, Połudnowy Zachód oraz Północny Wschód. Do regonów najsłabszych gospodarczo należą województwa warmńsko-mazurske śwętokrzyske. Pozostałe regony, a manowce 12 polskch województw, trzy regony słowacke, trzy regony czeske cztery regony węgerske wykazały słaby rozwój gospodarczy. Analogczną klasyfkację regonów przeprowadzono według wartośc ndeksu I B rozwoju społecznego. Najwyższy pozom rozwoju społecznego mały: regon prask bratysławsk, Węgry rodkowe woj. mazowecke. Do regonów o średnm pozome rozwoju społecznego należały trzy regony czeske: Połudnowy Wschód, Połudnowy Zachód Czechy rodkowe, sześć polskch województw: małopolske, dolnośląske, śląske, zachodnopomorske, welkopolske podlaske oraz jeden regon węgersk Zadunaje rodkowe. Najsłabej rozwnęte pod względem społecznym były dwa regony Węger: Węgry Północne Nzna Północna. Pozostałe regony państw Grupy Wyszehradzkej, w tym dzewęć polskch województw, wykazywały słaby pozom rozwoju społecznego. Aby zbadać, czy rozwój poszczególnych regonów w sferach gospodarczej społecznej wykazywał jakeś prawdłowośc, oblczono wartośc ndeksu rozwoju dla lat 2004, Następne przeprowadzono rangowane regonów według wartośc ndeksu w ten sposób, że rangę 1 otrzymał regon o najwyższej wartośc ndeksu, rangę 2 regon drug w kolejnośc td. Rankng rozwoju regonów krajów Grupy Wyszehradzkej przedstawono dla wybranych lat w tabl. 2. Na podstawe danych przedstawonych w tabl. 2 można stwerdzć, że systematyczny spadek pozycj zajmowanych w kolejnych rankngach rozwoju gospodarczego obserwowano w przypadku Nzny Północnej, Węger Północnych Centralnej Słowacj. Z kole systematyczny awans w rankngu rozwoju gospo- 97

9 darczego w rozpatrywanym okrese był udzałem województw dolnośląskego małopolskego. Polska Republka Czeska Słowacja Węgry TABL. 2. RANKING REGIONÓW KRAJÓW GRUPY WYSZEHRADZKIEJ WEDŁUG POZIOMU ROZWOJU GOSPODARCZEGO I SPOŁECZNEGO K r a j e NUTS 2 r ó d ł o: jak przy tabl. 1. gospodarczy Rozwój społeczny dolnośląske kujawsko-pomorske lubelske lubuske łódzke małopolske mazowecke opolske podkarpacke podlaske pomorske śląske śwętokrzyske warmńsko-mazurske welkopolske zachodnopomorske Morawy ląsk Połudnowy Wschód Połudnowy Zachód Północny Wschód Północny Zachód Regon prask rodkowe Czechy rodkowe Morawy Centralna Słowacja Regon bratysławsk Wschodna Słowacja Zachodna Słowacja Nzna Połudnowa Nzna Północna Węgry Północne Węgry rodkowe Zadunaje Połudnowe Zadunaje rodkowe Zadunaje Zachodne Spośród porównywanych regonów najbardzej stablne pod względem zajmowanych pozycj w rankngu rozwoju gospodarczego były: regon prask, Węgry rodkowe, Zadunaje rodkowe, Zadunaje Zachodne, regon bratysławsk 98

10 Wschodna Słowacja. W przypadku pozostałych regonów można było zaobserwować nestablność zajmowanych pozycj w rankngu rozwoju gospodarczego bez wyra nej tendencj wzrostowej lub spadkowej. Z kole stały spadek pozycj w rankngu rozwoju społecznego można odnotować w czterech regonach Węger: na Nzne Połudnowej, na Nzne Północnej, w Północnych Węgrzech, na Zadunaju Zachodnm oraz w Polsce w woj. pomorskm. Regularny wzrost pozycj w rankngu rozwoju społecznego mał mejsce w przypadku Moraw rodkowych oraz województw dolnośląskego łódzkego. Najbardzej stablne pod względem zajmowanych pozycj w rankngu rozwoju społecznego były regon prask województwo lubelske. Pozostałe regony ne wykazywały trwałej tendencj w utrzymanu kerunku zman zajmowanych pozycj w rankngu. Należy dodać, ż najwększy awans w rankngu rozwoju gospodarczego w 2008 r. w stosunku do 2004 r. mał mejsce w woj. dolnośląskm (awans o 10 pozycj), a najwększy spadek zajmowanej pozycj w dwóch regonach węgerskch: na Nzne Północnej oraz na Węgrzech Północnych (w obu przypadkach spadek o 7 pozycj). W rankngu rozwoju społecznego lderem zman w porównywanym okrese była Zachodna Słowacja (awans o 12 pozycj), a najwększy spadek w tym rankngu odnotowała Nzna Połudnowa na Węgrzech (spadek o 16 pozycj). Aby ocenć stopeń współzależnośc pomędzy pozycjam regonów w rozwoju gospodarczym społecznym, oblczono współczynnk korelacj rang Spearmana dla rankngów regonów w latach 2004, 2006, 2008 (tabl. 3). W nawasach pod wartoścam współczynnków korelacj umeszczono pozomy prawdopodobeństw testowych p-value. TABL. 3. WSPÓŁCZYNNIKI KORELACJI RANG SPEARMANA POMIĘDZY UPORZĄDKOWANIAMI REGIONÓW W ZAKRESIE ROZWOJU GOSPODARCZEGO I SPOŁECZNEGO Wyszczególnene Rozwój społeczny Rozwój gospodarczy r ó d ł o: jak przy tabl Rozwój społeczny Rozwój gospodarczy ,871 0,830 0,652 0,659 0,738 0,871 0,924 0,682 0,730 0,794 0,830 0,924 0,532 0,614 0,689 0,652 0,682 0,532 (0,001) 0,972 0,937 0,659 0,730 0,614 0,972 0,959 0,738 0,794 0,689 0,937 0,959 Wszystke współczynnk korelacj zawarte w tabl. 3 są stotne na pozome stotnośc p < 0,01. Współzależnośc pomędzy pozycjam regonów pod wzglę- 99

11 dem wartośc ndeksu rozwoju gospodarczego społecznego w kolejnych latach są dodatne slne. Oznacza to, ż pozycje zajmowane przez poszczególne regony w rankngach rozwoju gospodarczego społecznego były raczej stablne. Podsumowane O regonalnym rozwoju jednostek terytoralnych decyduje przede wszystkm rozwój ekonomczny społeczny, które znajdują odzwercedlene w potencjale gospodarczym, w pozome warunkach życa ludnośc, rozwoju nfrastruktury społeczno-ekonomcznej oraz stane środowska naturalnego. Wynk badań wskazują, ż kraje Grupy Wyszehradzkej cechuje dość slne zróżncowane pod względem rozwoju regonalnego. Najlepej rozwnęte pod względem rozwoju społeczno-gospodarczego są regony z najwększym aglomeracjam mejskm z rozbudowaną nfrastrukturą komunalną, komunkacyjną transportową. W tych regonach znajdują sę na ogół ośrodk władzy rządowej. Najsłabszy pozom rozwoju gospodarczego wykazują przede wszystkm regony o słabej nfrastrukturze społeczno-ekonomcznej, często o tradycjach rolnczych, pozbawone dużych aglomeracj mejskch. Wartośc wska nków rozwoju regonalnego w kolejnych latach ne wykazują znaczącego zróżncowana, co pozwala stwerdzć, ż zmany pozomu rozwoju regonalnego w badanym okrese były powolne poza nelcznym wyjątkam cechowały sę zazwyczaj stablnoścą. Wydaje sę, ż proponowany mernk rozwoju regonalnego okazał sę skutecznym narzędzem w ocene pozomu rozwoju regonów. Pozwala on na syntetyczny ops struktury gospodarczej społecznej regonów oraz na uporządkowanu ch od najlepszego do najsłabszego na skal rozwoju. Za ważną zaletę tego wska nka należy uznać fakt, ż uwzględna on udzał zmennośc każdej składowej głównej, jak równeż wykorzystuje zasoby zmennośc zmennych dagnostycznych. dr Marcn Salamaga Unwersytet Ekonomczny w Krakowe LITERATURA Dobosz M. (2004), Wspomagana komputerowo statystyczna analza wynków bada, Akademcka Ofcyna Wydawncza EXIT, Warszawa Harman H. H. (1976), Modern Factor Analyss, Thrd Edton, Chcago: Unversty of Chcago Press Hellwg Z. (1968), Zastosowane metody taksonomcznej do typologcznego podzału krajów ze względu na pozom ch rozwoju oraz zasoby strukturę wykwalfkowanych kadr, Przegląd Statystyczny, R. XV, z

12 Kaser H. F. (1958), The Varma Crteron for Analytc Rotaton n Factor Analyss, Psychometrka, vol. 23 Kukuła K. (2000), Metoda untaryzacj zerowanej, Wydawnctwo Naukowe PWN, Warszawa Malna A. (1993), Welowymarowa analza przestrzennego zróżncowana struktury gospodark Polsk według województw, Zeszyty Naukowe, Sera Specjalna: Monografe, nr 162, Wydawnctwo Akadem Ekonomcznej w Krakowe Malna A., Wanat S. (1995), Przestrzenna analza rozwoju Polsk, Wadomośc Statystyczne, nr 5, GUS Młodak A. (2006), Analza taksonomczna w statystyce regonalnej, Centrum Doradztwa Informacj DIFIN, Warszawa Shukla R., Kakar P. (2006), Role of Scence & Technology, Hgher Educaton and Research n Regonal Soco-Economc Development, Natonal Councl of Appled Economc Research, No. 98 Szymla Z. (1994), Determnanty rozwoju regonalnego, AE w Krakowe, Ossolneum, Wrocław- -Warszawa-Kraków Zelaś A. (red.) (2000), Taksonomczna analza pozomu życa w Polsce w ujęcu dynamcznym, Wydawnctwo AE w Krakowe SUMMARY The artcle contans the comparatve analyss of the qualty of regonal development n Czech Republc, Poland, Slovaka and Hungary. The qualty nde of socal and economc development has been proposed for ths purpose whch has been calculated on the bass of a certan aggregaton of the results of Prncpal Component Analyss made on the correlaton matr of standardsed varables beng the components of the nde. The calculated values of the nde have allowed for orderng the regons of the Vsegrad Group Countres n varous aspects of regonal development and the evaluaton of changes n the development level from the dynamc perspectve. Eurostat s Data has been used n calculatons. ЗЮМ В я я я я, Ч, В. я я я я я. З я я я я. я я я я. я. 101