FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Folia Pomer. Univ. Technol. Stetin. 2011, Oeconomica 285 (62), 37 44

Transkrypt

1 FOLIA POMERANAE UNIVERSITATIS TECHNOLOGIAE STETINENSIS Fola Pomer. Unv. Technol. Stetn. 2011, Oeconomca 285 (62), Katarzyna Cheba TAKSONOMICZNA ANALIZA PRZESTRZENNEGO ZRÓŻNICOWANIA WYBRANYCH WSKAŹNIKÓW POZIOMU ŻYCIA W UJĘCIU DYNAMICZNYM TAXONOMIC ANALYSIS OF THE SPATIAL VARIATION OF SELECTED INDICATORS OF STANDARD OF LIVING IN DYNAMIC TERMS Katedra Zastosowań Matematyk w Ekonom, Zachodnopomorsk Unwersytet Technologczny w Szczecne ul. Klemensa Janckego 31, Szczecn, e-mal: Katarzyna.Cheba@zut.edu.pl Summary. In ths work, for example, medum-szed ctes (from 50 to 150 thousand populaton) has been made an attempt to analyze the spatal varaton of the selected ndcators of standard of lvng n a dynamc n the years For the study were selected 36 ctes. In the frst stage, a set of 13 dagnostc features of the fnal set of 7 varables were selected varables. Słowa kluczowe: analza taksonomczna, przestrzenne zróżncowane, rozwój regonalny. Key words: regonal development, spatal dfferentaton, taxonomc analyss. WSTĘP Pojęce jakośc życa oznacza w szerokm ujęcu jakość wszystkego, co określa ludzke życe, jak równeż lość wszystkego, co jest potrzebne do życa, coraz częścej staje sę przedmotem welu, bardzo często nterdyscyplnarnych, badań. Według Ostatsewcza (2004) jakość życa można w pewnym uproszczenu traktować jako sumę dwóch składnków obejmujących dobrobyt dobrostan. W tym ujęcu jakość jest cechą subektywną, którą teoretyczne można zmerzyć, wykorzystując np. skalę porządkową; nestety, rzetelny pomar jakośc życa jest zadanem bardzo trudnym. Z praktycznego punktu wdzena jakość życa można merzyć, wykorzystując mernk wywodzące sę z teor dobrobytu, nazywane np. wskaźnkam, ndeksam. Można równeż bazować na statystycznych mernkach nazywanych syntetycznym mernkam rozwoju gospodarczego lub społeczno-gospodarczego lub operać sę na badanach anketowych pozwalających na ocenę subektywne postrzeganej jakośc życa. Szczególne stotne jest rozróżnene obektywnej subektywnej jakośc życa. Jakość obektywną bardzo często zamenne nazywa sę warunkam życa, dobrobytem ekonomcznym, stopą życową, standardem życa, zamożnoścą czy właśne pozomem życa. Dla jakośc subektywnej charakterystyczne są natomast nazwy: sposób styl życa, a najczęścej: jakość życa. Według Zelasa n. (2004) pozom życa można wyrazć w postac lośc towarów, usług śwadczeń potrzebnych do pełnego godnego życa. Natomast jakość życa to, ogólne rzecz borąc, subektywne postrzegany stopeń zadowolena z tego, co nazywa sę pozomem życa. Coraz częścej podkreśla sę równeż koneczność badana wzajemnych relacj pomędzy aspektam badawczym, składającym sę na kompleksową defncję jakośc życa, obej-

2 38 K. Cheba mującym np. warunk materalne, warunk meszkanowe, bezpeczeństwo socjalne, rynek pracy warunk pracy, zdrowe, edukację czy kulturę. W pracy podjęto próbę taksonomcznej analzy przestrzennego zróżncowana wybranych wskaźnków pozomu życa na przykładze średnej welkośc mast na prawach powatu. W mastach żyje obecne około 61% polskego społeczeństwa, w mastach średnej welkośc natomast około 9%. Jednakże rozwój mast średnej welkośc, ne tak dynamczny jak dużych aglomeracj mejskch, ma równeż stotne znaczene w rozwoju poszczególnych regonów Polsk. MATERIAŁ I METODY Podstawę nformacyjną badań stanowły dane statystyczne z lat , zgromadzone w Banku Danych Regonalnych GUS. Analze poddano dostępne nformacje statystyczne obejmujące zmenne, dotyczące: rynku pracy, warunków bezpeczeństwa pracy oraz bezpośredno zwązane z rynkem pracy wynagrodzene dochody ludnośc. Utworzony bank danych zawerał 13 cech dagnostycznych do fnalnego zboru zmennych wytypowano 7 zmennych. W tabel 1 przedstawono lstę zmennych, które utworzyły bazę danych. Tabela 1. Zmenne tworzące bazę danych Symbol zmennej Nazwa zmennej X 1 stopa bezroboca zarejestrowanego, w % X 2 X 3 X 4 X 5 X 6 X 6 X 7 X 8 X 9 X 10 X 11 X 12 X 13 lczba bezrobotnych zarejestrowanych na 1 ofertę pracy lczba pracujących ogółem w gospodarce narodowej na 1000 osób udzał ludnośc w weku przedprodukcyjnym, w % ludnośc ogółem udzał ludnośc w weku produkcyjnym, w % ludnośc ogółem udzał ludnośc w weku poprodukcyjnym, w % ludnośc ogółem lczba poszkodowanych w wypadkach przy pracy na 1000 pracujących lczba pracownków zatrudnonych w warunkach zagrożena zwązanych z ucążlwoścą pracy na 1000 zatrudnonych podmoty zarejestrowane w rejestrze REGON na 10 tys. osób przecętne mesęczne wynagrodzene brutto ogółem, w zł dochody budżetu masta ogółem na 1 meszkańca wydatk budżetu masta ogółem na 1 meszkańca nakłady nwestycyjne przedsęborstw ogółem na 1 meszkańca produkcja sprzedana przemysłu ogółem na 1 meszkańca, wg PKD z 2004 r. (lczba pracownków > 9) Źródło: dane Banku Danych Regonalnych z lat Zebrane nformacje statystyczne poddane zostały wstępnej analze. Przyjęto, że ostateczny zbór cech zawerać będze zmenne (Taksonomczna analza ): charakteryzujące sę dużą zmennoścą przestrzenną,

3 Taksonomczna analza przestrzennego zróżncowana o nskm skorelowanu w ramach wyodrębnonych grup, o asymetrycznym rozkładze. Ze zboru potencjalnych cech dagnostycznych wyelmnowano zmenne nespełnające przyjętych kryterów formalnych merytorycznych. Wszystke zmenne uwzględnone w badanu mały postać wskaźnków natężena. Do wyboru zmennych z poszczególnych grup zastosowano metodę parametryczną Hellwga (1981). Po wyznaczenu macerzy współczynnków korelacj pomędzy poszczególnym zmennym, należącym do wyodrębnonych obszarów, dokonano podzału zmennych na grupy zawerające zmenne centralne wraz ze zmennym sateltarnym oraz tzw. zmenne zolowane. Ostateczny zbór zmennych utworzyły te cechy (centralne zolowane), których częstotlwość występowana w całym analzowanym okrese była najwększa. Do ostatecznego zboru zmennych dagnostycznych, który stał sę podstawą dalszych badań emprycznych, zakwalfkowano następujące cechy: lczbę bezrobotnych zarejestrowanych na 1 ofertę pracy; lczbę poszkodowanych w wypadkach przy pracy na 1000 pracujących; lczbę pracownków zatrudnonych w warunkach zagrożena zwązanych z ucążlwoścą pracy na 1000 zatrudnonych; podmoty zarejestrowane w rejestrze REGON na 10 tys. osób; dochody budżetu masta ogółem na 1 meszkańca, w zł; nakłady nwestycyjne przedsęborstw na 1 meszkańca, w zł; produkcję sprzedaną przemysłu na 1 meszkańca (lczba pracownków > 9). Wyodrębnone zmenne stały sę podstawą umożlwającą porównane oraz podzał wyodrębnonych jednostek przestrzennych (mast) na grupy o podobnym pozome rozwoju. WYNIKI I DYSKUSJA Prowadząc analzę porównawczą welu podmotów, opsanych za pomocą welu cech dagnostycznych, napotyka sę na wele trudnośc. Dobrym rozwązanem wydaje sę wówczas zastosowane metod welowymarowej analzy porównawczej, nnych metod taksonomcznych (Młodak 2006). W pracy do badana przestrzennego zróżncowana wybranych wskaźnków pozomu życa w mastach średnej welkośc zastosowano taksonomczny mernk rozwoju z, wyznaczony na podstawe zmennych ujednolconych poprzez przekształcene destymulant w stymulanty na podstawe wzoru (Taksonomczna analza ): x S D 2x x 1,..., m j,..., k (1) j j j 1 gdze: x średna oblczona dla 36 analzowanych mast w roku t dla j-tej zmennej, j S zmenna stymulanta, D zmenna destymulanta.

4 40 K. Cheba Zastosowane tego sposobu przekształcena pozwala na zachowane średnego pozomu zmennośc zmennej w jednostce czasu t = 1. Dodatkową zaletą tego sposobu przekształcena jest możlwość pojawena sę wartośc ujemnych, które w przypadku stymulanty oznaczać będą bardzo nekorzystną sytuację dla badanego obektu. W celu przeprowadzena analzy dynamcznej przekształceń destymulant w stymulanty, w kolejnych jednostkach czasu t = 2,,7, dokonano na podstawe średnch wyznaczonych dla jednostk czasu t = 1 (Taksonomczna analza ). Taksonomczny mernk rozwoju wyznaczono na podstawe znormalzowanych wartośc cech dagnostycznych, według wzoru (Nowak 1990): z 1 K z k K k 1 gdze: z wartość taksonomcznego mernka rozwoju dla -tego obektu, z k znormalzowana wartość k-tej cechy w -tym obekce, K lczba rozpatrywanych cech. Natomast za podstawę normalzacj poszczególnych cech przyjęto wartośc średne wyznaczone przy wykorzystanu nformacj statystycznych dla 36 analzowanych mast w perwszym roku analzy, tj. w roku Badana przeprowadzono w ujęcu dynamcznym dla wszystkch analzowanych lat. Podzał mast na grupy typologczne poprzedzono oceną zdolnośc wyznaczonego mernka rozwoju do grupowana badanych jednostek. Do tego wykorzystano zaproponowaną przez Sokołowskego (1984) marę oceny dyskrymnacyjnych właścwośc zmennych, wyznaczoną na podstawe wzoru: G 1 N 1 z mn 1 1 R N gdze: R max z mn z, N lczba obektów. z, 1 1 Wskaźnk G jest unormowany w tak sposób, że: 1 0 G 1 (4) N 1 Jego duże wartośc wskazują na dużą zdolność taksonomcznego mernka rozwoju do grupowana porównywanych obektów. Wartość mary G, określająca zdolność mernka rozwoju do grupowana badanych mast, w 2008 roku wynosła 0,59 (dla G є <0; 0,97>), co oznacza, że mernk ten charakteryzuje sę dość dużą zdolnoścą do podzału mast na grupy typologczne. Wyznaczone wartośc taksonomcznego mernka rozwoju umożlwają uporządkowane mast pod względem pozomu rozwoju w obszarze dotyczącym rynku pracy. Obekty uporządkowane według malejących wartośc taksonomcznego mernka rozwoju dzel sę na grupy o podobnym pozome rozwoju badanego zjawska. (2) (3)

5 Taksonomczna analza przestrzennego zróżncowana W pracy tej zbór wszystkch analzowanych mast podzelono na 4 grupy, obejmujące obekty o wartoścach mernka rozwoju z następujących przedzałów: grupa I masta, dla których z z, S z grupa II masta, dla których z S z z, grupa III masta, dla których z z z, z S z grupa IV masta, dla których z z. S z Wynk grupowana mast dla 3 spośród 7 analzowanych okresów (lat) przedstawono w tab. 2. Tabela 2. Klasyfkacja mast według taksonomcznego mernka rozwoju w latach 2002, 2005 oraz 2008 Grupa 2002 rok 2004 rok 2008 rok I II III IV Tychy, Dąbrowa Górncza Ostrołęka, Konn, Płock, Leszno, Włocławek, Legnca, Kalsz, Gorzów Wlkp., Tarnów, Zelona Góra, Nowy Sącz, Zamość, Opole, Chełm, Potrków Trybunalsk, Jelena Góra, Suwałk, Semanowce Śląske, Rybnk Elbląg, Sedlce, Bała Podlaska, Grudządz, Słupsk, Chorzów, Ruda Śląska, Łomża, Pekary Śląske, Jaworzno, Mysłowce, Jastrzębe Zdrój Koszaln, Żory, Przemyśl Włocławek, Tychy, Płock, Ostrołęka, Dąbrowa Górncza Leszno, Kalsz, Konn, Legnca, Opole, Tarnów, Gorzów Wlkp., Potrków Trybunalsk, Zelona Góra Nowy Sącz, Jelena Góra, Suwałk, Zamość, Chorzów, Elbląg, Łomża, Chełm, Semanowce Śląske, Słupsk, Koszaln, Bała Podlaska, Przemyśl, Sedlce, Rybnk, Jastrzębe Zdrój, Grudządz, Ruda Śląska Pekary Śląske, Mysłowce, Jaworzno, Żory Płock, Dabrowa Górncza, Włocławek Ostrołęka, Konn, Leszno, Gorzów Wlkp., Chorzów, Legnca, Opole, Kalsz, Tarnów Jelena Góra, Nowy Sącz, Słupsk, Jaworzno, Semanowce Śląske, Koszaln, Mysłowce, Zelona Góra, Rybnk, Zamość, Sedlce, Żory, Suwałk, Potrków Trybunalsk, Grudządz, Chełm, Bała Podlaska, Pekary Śląske, Przemyśl, Elbląg, Łomża, Jastrzębe Zdrój Ruda Śląska Na podstawe przeprowadzonej analzy można stwerdzć, że zmena sę skład poszczególnych grup w kolejnych badanych latach. W 2008 roku, w porównanu z rokem 2002, znaczne zmnejszyła sę lczba mast wchodzących w skład II grupy (z 19 mast w 2002 roku do 9 w 2008). Do I grupy, w każdym z analzowanych okresów zaklasyfkowano Dąbrowę Górnczą; dwukrotne w grupe tej (w roku) znalazły sę Płock Włocławek oraz (w roku) Tychy. Do ostatnej grupy dwukrotne zaklasyfkowano jedyne Żory (w roku). W 2008 roku w grupe tej znalazło sę tylko jedno masto Ruda Śląska. Najlcznejszą grupę stanową masta zaklasyfkowane do III grupy typologcznej; w kolejnych analzowanych latach w grupe tej znalazło sę odpowedno: 13, 18 oraz 22 masta. W dalszej częśc tej pracy przestawone badana uzupełnono o badana w ujęcu dynamcznym. Uwzględnene czasu w badanach przestrzennego zróżncowana pozomu życa pozwolło (dzęk możlwośc wykorzystana metod analzy szeregów czasowych) na wyodręb-

6 42 K. Cheba nene mast, w których można zaobserwować poprawę warunków na rynku pracy, mast o stałym pozome rozwoju w tym zakrese oraz mast, w których pogarsza sę sytuacja dotycząca rynku pracy (Pozom życa ). W wynku przyjętego sposobu przekształcena rozpatrywane zmenne merzone są na skal przedzałowej. W zwązku z tym analzę dynamczną przeprowadzono z wykorzystanem metod, które można stosować w przypadku tego typu skal (Walesak 1990). Analza dynamk została przeprowadzona przy użycu bezwzględnych przyrostów łańcuchowych na podstawe wzoru (Taksonomczna analza ): z z q( t1, t) qt1 qt, (q = 1,..., 7; = 1,, 36; t = 1,, 6) (3) gdze: przyrost bezwzględny łańcuchowy zmennej syntetycznej Z q dla obektu, q( t1, t ) oblczony dla jednostek czasu t t + 1. Następne wyznaczono średne tempo zman w czase na podstawe wzoru: G q zq7 zq1 (q = 1,, 7; = 1,, 36) (4) 6 gdze: G q średne tempo zman w czase zmennej syntetycznej Z q dla obektu. Charakterystyk opsowe średnego tempa zman dla 36 analzowanych mast średnej welkośc w latach , dotyczące grupy analzowanych mernków, przedstawono w tab. 3. Tabela 3. Charakterystyk opsowe średnego tempa zman zmennej syntetycznej w latach średna arytmetyczna odchylene standardowe Charakterystyk opsowe współczynnk zmennośc [%] medana maksmum mnmum 0,0747 0, ,38 0,0565 0,2729 0,0263 Z nformacj przedstawonych w tab. 3 wynka, że średne tempo zman zmennej syntetycznej w latach charakteryzuje sę asymetrą prawostronną. Wartość medany (0,0565) mnejsza od średnej arytmetycznej (0,0747) oznacza, że wększość mast (26) osągała w badanym okrese wolnejsze tempo rozwoju w analzowanym obszarze nż średn pozom zmennej syntetycznej wyznaczonej dla mast tej welkośc. Do grupy mast, w których wzrost zmennej syntetycznej w 2008 r. (w stosunku do roku 2002) był najwększy, należą: Przemyśl (0,2729), Płock (0,1662), Żory (0,1649), Koszaln (0,1640), Tychy (0,1405), Dąbrowa Górncza (0,1243), Jaworzno (0,1123), Chorzów (0,1103), Mysłowce (0,1087), Włocławek (0,0938). Zaobserwowano znaczne obnżene średnej arytmetycznej przyrostów bezwzględnych w 2003 roku (do pozomu 0,0120) oraz wyraźny wzrost średnej arytmetycznej przyrostów w 2007 roku (do pozomu 0,1399).

7 Taksonomczna analza przestrzennego zróżncowana Kształtowane sę średnego tempa zman zmennej syntetycznej (w stosunku do pozomu z 2002 roku) w latach przedstawono równeż na rys. 1. Średne przyrosty bezwzględne Masta Rys. 1. Średne tempo zman zmennej syntetycznej (w stosunku do pozomu z 2002 r.) w latach Kolejnym etapem badań było oszacowane funkcj trendu, na podstawe której można następne wyznaczać prognozy poprzez ekstrapolację trendu. W tabel 4 zameszczono wartośc z t (t = 1,, 7) zmennej syntetycznej Z dla wszystkch badanych mast średnej welkośc w latach W tabel tej zameszczono równeż charakterystyk opsowe badanej zmennej. Wartośc powyżej jednośc oznaczają poprawę sytuacj w obszarze zwązanym z rynkem pracy w odnesenu do średnego pozomu zmennej syntetycznej wyznaczonej dla mast na prawach powatu, lczących od 50 do 150 tys. meszkańców, w stosunku do sytuacj z roku Tabela 4. Wartośc zmennej syntetycznej Z w latach Rok Z t 1,0000 1,1526 1,1406 1,2027 1,2573 1,3972 1,4632 średna arytmetyczna odchylene standardowe Charakterystyk opsowe medana wartość najmnejsza wartość najwększa 1,2305 0,1585 1,2027 1,0000 1,4632 Wyznaczone wartośc badanej zmennej syntetycznej wykorzystano do oszacowana funkcj trendu najlepej opsującej zmenną syntetyczną. Wynk tego etapu badana przedstawono w tab. 5. Oprócz wartośc statystyk t-studenta, znajdujących sę pod ocenam

8 44 K. Cheba parametrów, w tabel zameszczono równeż wartośc współczynnka determnacj oraz współczynnka zmennośc. Tabela 5. Funkcja trendu dla zmennej syntetycznej dla mast średnej welkośc w latach Równane funkcj trendu Współczynnk determnacj Współczynnk zmennośc zˆ t 0,0713t 0,9455 0,9437 0,0335 (9,1515) (27,1480) Najlepej dopasowaną funkcją trendu okazała sę prosta rosnąca, która wskazuje na tendencję wzrostową zmennej syntetycznej opsującej rynek pracy w przypadku meszkańców mast na prawach powatu średnej welkośc. PODSUMOWANIE Przedstawone w tej pracy rozważana nt. analzy dynamcznej zmennej syntetycznej, obejmującej wybrane cechy dagnostyczne, dotyczące rynku pracy, warunków pracy oraz bezpośredno zwązane z rynkem pracy, dotyczące wynagrodzena dochody ludnośc, zebrane dla mast średnej welkośc na prawach powatu, mogą stanowć podstawę do wyznaczena śceżek rozwoju na kolejne lata poprzez ekstrapolację trendów zaobserwowanych w przeszłośc. W tabel 6 przedstawono wartośc prognoz zmennej syntetycznej. Tabela 6. Wartośc prognoz zmennej syntetycznej, wyznaczonej w odnesenu do pozomu zmennej z 2002 roku, na lata 2009, 2010, rok 2010 rok 2011 rok 1,5156 1,5868 1,6581 Wyznaczone dla lat prognozy wykazują tendencję wzrostową. Oznacza to, że w kolejnych latach nastąp prawdopodobne poprawa warunków pracy w odnesenu do sytuacj z 2002 roku. PIŚMIENNICTWO Ekonometra przestrzenna Red. A. Zelaś. Warszawa, PWE. Hellwg Z Welowymarowa analza porównawcza jej zastosowane w badanach welocechowych obektów gospodarczych. Warszawa, PWE. Młodak A Analza taksonomczna w statystyce regonalnej. Warszawa, Dfn. Nowak E Metody taksonomczne w klasyfkacj obektów społeczno-gospodarczych. Warszawa, PWE. Ocena analza jakośc życa Red. W. Ostasewcz. Poznań, AE w Poznanu. Pozom życa w Polsce w krajach Un Europejskej Red. A. Zelaś. Warszawa, PWE. Taksonomczna analza przestrzennego zróżncowana pozomu życa w Polsce w ujęcu dynamcznym Red. A. Zelaś. Kraków, AE. Walesak M Syntetyczne badana porównawcze w śwetle teor pomaru. Prz. Statyst. 1 2,