Badanie zróżnicowania krajów członkowskich i stowarzyszonych Unii Europejskiej w oparciu o wybrane zmienne społeczno-gospodarcze

Transkrypt

1 Barbara Batóg Jacek Batóg Uniwersytet Szczeciński Badanie zróżnicowania krajów członkowskich i stowarzyszonych Unii Europejskiej w oparciu o wybrane zmienne społeczno-gospodarcze W 2004 roku planowane jest rozszerzenie Unii Europejskiej składającej się obecnie z 15 państw członkowskich o grupę 10 krajów kandydujących. Obecnie istniejąca struktura ulegnie znacznej zmianie polegającej nie tylko na wzroście liczby członków, lecz również na połączeniu odmiennych struktur społeczno-gospodarczych krajów członkowskich i krajów stowarzyszonych. Zintegrowanie aktualnych struktur prawdopodobnie będzie wiązało się ze znacznymi trudnościami (por. [4]) wynikającymi przede wszystkim z faktu, że większość krajów kandydujących charakteryzuje się krótkim funkcjonowaniem zasad gospodarki rynkowej. Celem przeprowadzonej analizy jest próba udzielenia odpowiedzi na pytanie czy między krajami członkowskimi i kandydującymi do Unii Europejskiej występuje istotne zróżnicowanie pod względem wybranych zjawisk społeczno-gospodarczych oraz w jaki sposób wejście nowych krajów wpłynie na strukturę rozszerzonej Unii Europejskiej. Badanie składa się z dwóch części. W pierwszej wykorzystana została koncepcja śladu rozkładu wielowymiarowego. Jest to jedno z podejść stosowanych do transformacji przestrzeni wielowymiarowej w przestrzeń o dwóch wymiarach (zob.[1], [5]). Natomiast w drugiej zastosowane zostały przeciętne odległości od środka ciężkości/obiektu wzorcowego oraz przeciętne odległości między badanymi obiektami. Wyznaczanie śladu rozkładu wielowymiarowego, opisane zostało szczegółowo między innymi w pracy [3]. Aby przeprowadzić analizę skupień w łącznym rozkładzie wielowymiarowym należy określić biegun dolny P (antywzorzec) i biegun górny Q (wzorzec), które charakteryzowane są przez wartości minimalne i maksymalne poszczególnych zmiennych, przesunąć początek układu współrzędnych w miejsce bieguna dolnego przez odjęcie od poszczególnych wartości zmiennych minimalnych wartości badanych zmiennych, wyznaczyć prostopadłe rzuty tak otrzymanych punktów na oś zbioru obserwacji, obliczyć odległości Mi tych rzutów od przesuniętego dolnego bieguna P oraz obliczyć odległości Wi między przesuniętymi obserwacjami a osią zbioru obserwacji. Ostatnim etapem powyższej procedury jest normowanie odległości Mi oraz Wi na przedział <0;1> przy wykorzystaniu ich maksymal- 1

2 nych wartości. W przeprowadzonym badaniu normowania, w odróżnieniu od oryginalnej wersji opisanej w pracy [3], dokonano osobno dla dwóch rodzajów odległości. Unormowane odległości Mi oraz Wi stanowią współrzędne odpowiednio poziomą i pionową wykresu przedstawiającego ślad rozkładu wielowymiarowego. W zbiorze cech diagnostycznych opisujących strukturę społeczno-gospodarczą badanych krajów uwzględnione zostały następujące zmienne: X1 - Udział ludności w wieku 65 lat i więcej w ludności ogółem (w %). X2 - Przyrost naturalny na ludności. X3 - Udział pracujących w rolnictwie w pracujących ogółem. X4 - Stopa bezrobocia (w %). X5 - Przeciętna liczba osób na 1 mieszkanie (w osobach). X6 - Studenci szkół wyższych na ludności (w osobach). X7 - Ludność w przeliczeniu na 1 lekarza (w osobach). X8 - Samochody osobowe na ludności (w szt.). X9 - Deficyt budżetowy w % PKB (w %). X10 - Produkt krajowy brutto na 1 mieszkańca (w USD). Dane statystyczne wykorzystane w obliczeniach przedstawione zostały w tabeli 1. Natomiast obliczone dla poszczególnych krajów odległości Mi i Wi zaprezentowano w tabeli 2 oraz na rysunku 1. Wartości cech diagnostycznych dla poszczególnych krajów Tabela 1 Kraj X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 Austria 15,4 0,0 0,058 5,8 2, , Belgia 16,8 1,1 0,018 10,9 2, , Cypr 11,3 4,6 0,053 3,6 2, , Dania 14,8 1,3 0,036 5,4 2, , Estonia 14,5-4,3 0,074 13,7 2, , Finlandia 15,0 1,5 0,060 9,7 2, , Francja 16,1 4,2 0,042 10,0 2, , Grecja 17,2 0,6 0,170 11,1 2, , Hiszpania 16,7 1,4 0,068 14,1 3, , Irlandia 11,2 7,1 0,078 4,1 3, , Litwa 13,6-2,5 0,196 15,4 2, , Luksemburg 14,3 5,2 0,022 2,7 2, , Łotwa 15,3-5,7 0,135 14,6 2, , Malta 12,0 2,4 0,022 5,3 3, , Niderlandy 13,6 3,8 0,032 3,3 2, , Niemcy 16,2-1,0 0,027 7,9 2, ,

3 Polska 12,4 0,1 0,188 16,1 3, , Portugalia 15,4 0,4 0,125 4,0 3, , Rep. Czeska 13,9-1,7 0,050 8,8 2, , Słowacja 11,5-0,2 0,067 18,6 3, , Słowenia 14,2-0,5 0,099 7,0 2, , Szwecja 17,3-0,4 0,024 4,7 2, , Węgry 14,6-3,5 0,065 6,4 2, , Wlk.Brytania 15,6 1,0 0,015 5,5 2, , Włochy 18,0 0,1 0,053 10,5 2, , Źródło: Rocznik Statystyczny 2002, GUS, Warszawa Wartości współrzędnych Mi oraz Wi dla poszczególnych badanych krajów Kraj Mi Wi Austria 0,510 0,585 Belgia 0,485 0,452 Cypr 0,251 0,269 Dania 0,683 0,271 Estonia 0,017 0,874 Finlandia 0,510 0,390 Francja 0,477 0,340 Grecja 0,201 0,807 Hiszpania 0,291 0,828 Irlandia 0,598 0,289 Litwa 0,003 1,000 Luksemburg 1,000 0,691 Łotwa 0,000 0,783 Malta 0,149 0,751 Niderlandy 0,522 0,075 Niemcy 0,489 0,436 Polska 0,045 0,677 Portugalia 0,200 0,756 Rep. Czeska 0,064 0,917 Słowacja 0,019 0,895 Słowenia 0,154 0,557 Szwecja 0,520 0,254 Węgry 0,057 0,859 Wlk. Brytania 0,524 0,591 Włochy 0,400 0,803 Źródło: obliczenia własne. Tabela 2 3

4 Wi Litwa 1,000 Słowacja 0,900 Czechy Estonia Węgry Grecja Hiszpania 0,800 Włochy Łotwa Portugalia 0,700 Malta Polska 0,600 Słowenia Austria Wlk. Brytania 0,500 Niemcy 0,400 Belgia Finlandia Francja 0,300 Cypr Irlandia Dania 0,200 Szwecja 0,100 0,000 Holandia Luksemburg 0,000 0,200 0,400 0,600 0,800 1,000 Mi Rys. 1. Skupienia krajów w rozkładzie wielowymiarowym Źródło: obliczenia własne. Otrzymane wyniki pozwalają wyodrębnić dwa główne skupiska badanych krajów oraz dwa skupiska jednoelementowe Cypr i Luksemburg. Pierwsze z nich stanowią kraje stowarzyszone Unii Europejskiej (oprócz Cypru) oraz kraje członkowskie Grecja, Hiszpania, Portugalia i Włochy. W skład drugiego skupienia wchodzą pozostałe kraje członkowskie Unii Europejskiej z wyłączeniem Luksemburga. Istniejący układ skupisk potwierdza hipotezę o występowaniu istotnej różnicy w strukturze społeczno-gospodarczej między dotychczasowymi krajami członkowskimi i krajami kandydującymi do Unii Europejskiej. W celu uszczegółowienia analizy przeprowadzonej przy wykorzystaniu śladu rozkładu wielowymiarowego oraz oceny występującego zróżnicowania wewnątrz badanych grup krajów obliczone zostały dodatkowo przeciętne odległości między obiektami i środkiem ciężkości/obiektem wzorcowym oraz przeciętne odległości między obiektami. W tym celu dokonano ujednolicenia charakteru zmiennych, czyli zamiany wszystkich destymulant na stymulanty oraz unormowania ich wartości poprzez wykorzystanie metody unitaryzacji zerowanej (zob. [2]). Wśród wyznaczonych odległości znalazły się: odległość euklidesowa między badanymi obiektami i środkiem ciężkości (d1), odległość miejska między badanymi obiektami i środkiem ciężkości (d2), odległość między badanymi obiektami i obiektem wzorcowym wyznaczona w oparciu o rozstęp uwzględnianych zmiennych (d3) oraz odległość euklidesowa mię- 4

5 dzy badanymi obiektami (d4). Średnie wartości wszystkich powyższych odległości dla obydwu grup krajów oraz łącznie dla wszystkich badanych obiektów zamieszczone zostały w tabeli 3. Średnie wartości odległości d1, d2, d3, d4 dla badanych grup krajów Średnia odległośskiszone Kraje członkow- Kraje stowarzy- Razem d1 0,789 1,015 0,790 d2 1,951 2,827 2,053 d3 1,547 1,969 1,736 d4 1,013 1,039 1,135 Źródło: obliczenia własne. Tabela 3 Na podstawie wielkości zamieszczonych w tabeli 3 można zaobserwować występowanie prawidłowości polegającej na większym zróżnicowaniu krajów stowarzyszonych. Jednocześnie w przypadku trzech pierwszych odległości opartych na wspólnym punkcie odniesienia (środek ciężkości lub obiekt wzorcowy), zróżnicowanie obliczone łącznie dla wszystkich analizowanych krajów przyjmuje wartość pośrednią. Inna sytuacja występuje w przypadku odległości d4, dla której zróżnicowanie łączne przyjmuje wartość najwyższą, choć nieznacznie odbiegającą od wartości zróżnicowania dla poszczególnych grup obiektów. Wszystkie otrzymane rezultaty w ramach przeprowadzonych analiz potwierdzają występowanie istotnych różnic w strukturach społeczno-gospodarczych między krajami członkowskimi a krajami kandydującymi do Unii Europejskiej. Konsekwencją tego zjawiska będzie funkcjonowanie w ramach Unii Europejskiej w długim okresie dwóch grup krajów o zróżnicowanym poziomie rozwoju społeczno-gospodarczego. Fakt ten powinien być uwzględniany przy kreowaniu polityki społeczno-gospodarczej Unii Europejskiej. Literatura Jajuga K.: Statystyczna teoria rozpoznawania obrazów, PWN, Warszawa Kukuła K.: Metoda unitaryzacji zerowanej, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa Pluta W.: Wielowymiarowa analiza porównawcza w modelowaniu ekonometrycznym, Państwowe Wydawnictwo Naukowe, Warszawa Thomas V. i in.: The Quality of Growth, Oxford University Press, New York Zeliaś A.(red.): Ekonometria przestrzenna, PWE, Warszawa

6 Summary The aim of the analysis presented in the article was to answer to the question whether members and candidates of European Union differed significantly according to the level of some social and economic variables. In the paper it was also tried to evaluate the impact of connecting new members on the structure of European Union. The authors applied two methods: first one based on trace of multidimensional distribution and the second one based on mean distances between groups of countries. 6