PRZEGLD STATYSTYCZNY R. LXIV ZESZYT 4 2017 MAREK WALESIAK 1, MAREK OBRBALSKI 2 SPÓJNO SPOECZNA WOJEWÓDZTWA DOLNOLSKIEGO W LATACH 2005 2015 POMIAR I OCENA ZMIAN 1. WPROWADZENIE Spójno spoeczna jest wieloaspektowym zagadnieniem. W lad za tym zrónicowane s take moliwoci jej jednoznacznej identyfikacji i pomiaru. Zwraca na to uwag wielu autorów (m.in. Jenson, 2010; Ryszkiewicz, 2013). Wobec rónorodnoci definicyjnych spójnoci spoecznej w niniejszym opracowaniu przyjto zweryfikowane moliwociami informacyjnymi ujcie stosowane przez Rad Europy. Przewodnik Rady Europy definiuje spójno spoeczn jako zdolno spoeczestwa do zapewnienia dugoterminowego dobrobytu dla wszystkich jego czonków, w tym zapewnienia równego dostpu do zasobów, poszanowania godnoci ludzkiej i rónorodnoci, osobistej i zbiorowej autonomii oraz odpowiedzialnej partycypacji (Concerted Development..., 2005, s. 23). Definicja ta jest wic odzwierciedleniem czterech gównych aspektów dobrobytu: sprawiedliwego i równego dostpu do zasobów, indywidualnej i zbiorowej godnoci, autonomii jednostki i partycypacji w yciu spoecznym. Zapewnienie dobrobytu wszystkim czonkom spoecznoci terytorialnych (w tym lokalnych i regionalnych) mona osign m.in. poprzez minimalizowanie, a wrcz unikanie rónic, podziaów i marginalizacji (New Strategy, 2010, s. 2). Ksztatowanie spójnoci spoecznej jest zatem terytorialnie okrelonym procesem denia do eliminacji nierównoci, które ujawniaj si w wyniku zrónicowanej alokacji dóbr i usug oraz ograniczonego do nich dostpu. Spójno spoeczna moe by analizowana i oceniana w odniesieniu do mniej bd bardziej zoonych ukadów terytorialnych, w tym m.in. regionów, powiatów, gmin, a nawet poszczególnych miast i miejscowoci wiejskich. Podejmowanie efektywnych przedsiwzi zmierzajcych do redukcji bd istotnego ograniczenia nierównoci spoecznych wymaga w pierwszym rzdzie waciwej diagnozy w ujciu przyczynowo-skutkowym oraz ilociowym i jakociowym. Prowadzenie systematycznego monitoringu i oceny spójnoci spoecznej wymaga 1 Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocawiu, Wydzia Ekonomii, Zarzdzania i Turystyki, Katedra Ekonometrii i Informatyki, ul. Nowowiejska 3, 58-500 Jelenia Góra, Polska, autor prowadzcy korespondencj e-mail: marek.walesiak@ue.wroc.pl. 2 Uniwersytet Ekonomiczny we Wrocawiu, Wydzia Ekonomii, Zarzdzania i Turystyki, Katedra Gospodarki Regionalnej, ul. Nowowiejska 3, 58-500 Jelenia Góra, Polska.
438 Marek Walesiak, Marek Obrbalski odpowiedniego podejcia metodycznego oraz informacyjnego zasilania. Badanie poziomu spójnoci spoecznej odnosi si do identyfikacji wielowymiarowych zmian ilociowych i jakociowych zwizanych m.in. z popraw poziomu ycia mieszkaców. Z kolei badanie stopnia zrónicowania spójnoci spoecznej okrelonej jednostki terytorialnej (np. regionu) ukierunkowane jest na ujawnienie zakresu i skali dysproporcji midzy poszczególnymi miejscowociami, gminami czy powiatami. W literaturze dostpne s badania prezentujce zastosowania metod statystycznej analizy wielowymiarowej do badania spójnoci spoecznej w przekroju jednostek terytorialnych rónej skali. W literaturze polskiej, np. w pracy Balcerzak (2015), przeprowadzono analiz spójnoci spoecznej w krajach Unii Europejskiej z wykorzystaniem miary rozwoju Z. Hellwiga (Hellwig, 1968; 1972). W pracach Dickes, Valentova (2013), Dickes i inni (2010) zastosowano skalowanie wielowymiarowe, modele równa strukturalnych (SEM) oraz indeks agregatowy do pomiaru spójnoci spoecznej w odpowiednio 47 oraz 33 krajach Europy. Autorzy pracy Rajulton i inni (2007) na podstawie wyników analizy czynnikowej oraz standaryzacji skonstruowali indeks agregatowy do pomiaru spójnoci spoecznej dla 49 obszarów metropolitalnych Kanady (ang. Census Metropolitan Areas). Celem opracowania jest pomiar i ocena zmian poziomu i stopnia zrónicowania spójnoci spoecznej województwa dolnolskiego. Badanie w przekroju powiatów tego regionu dotyczy okresu 2005 2015 i uwzgldnia trzy szczególnie istotne dla jakoci ycia spoecznoci lokalnych dziedziny: dochody i aktywno ekonomiczna ludnoci, warunki zamieszkiwania oraz dostpno usug i przestrzeni publicznej. Do pomiaru i oceny zmian poziomu spójnoci spoecznej województwa dolnolskiego w przekroju powiatów w latach 2005 2015 zastosowano odlego GDM1 (Walesiak, 2016) oraz miernik Theila (Theil, 1961; Walesiak, 1993). 2. METODYKA BADAWCZA Do pomiaru i oceny zmian poziomu oraz stopnia zrónicowania spójnoci spoecznej powiatów województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 zastosowano miar TOPSIS z odlegoci GDM1 oraz miernik Theila. Typowa procedura postpowania w porzdkowaniu liniowym bazujcym na wzorcu (górny biegun) lub antywzorcu (dolny biegun) dla danych metrycznych obejmuje nastpujce kroki (zob. np. Walesiak, 2016):, (1) gdzie: P wybór zjawiska zoonego (nadrzdne kryterium porzdkowania elementów zbioru A, które nie podlega pomiarowi bezporedniemu), A wybór obiektów,
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 439 X dobór zmiennych. Zgromadzenie danych i konstrukcja macierzy danych w przestrzeni m-wymiarowej [x ij ] nxm (x ij obserwacja j-tej zmiennej dla i-tego obiektu, i = 1,,n numer obiektu, j = 1,,m numer zmiennej), SDN identyfikacja zmiennych preferencyjnych (stymulanty, destymulanty, nominanty). Zmienna M j jest stymulant (Hellwig, 1981, s. 48), gdy dla kadych dwóch jej obserwacji, odnoszcych si do obiektów A i, A k jest S S xij > xkj Ai Ak ( oznacza dominacj obiektu A i nad obiektem A k ). Zmienna M j jest destymulant (Hellwig, 1981, s. 48), gdy dla kadych dwóch jej D D D D obserwacji x ij, x kj odnoszcych si do obiektów A i, A k jest xij > xkj Ai Ak ( oznacza dominacj obiektu A k nad obiektem A i ). Zmienna M j jest nominant jednomodaln (Borys, 1984, s. 118), gdy dla kadych dwóch jej obserwacji N x ij, odnoszcych si do obiektów A i, A k (nom j oznacza nominalny poziom N N N N j-tej zmiennej): jeeli x ij,, to xij > xkj Ai Ak ; jeeli x ij, N N >, to xij > xkj Ai Ak. T w transformacja nominant w stymulanty (w przypadku zastosowania miar odlegoci od antywzorca rozwoju). Metody transformacji nominant na stymulanty przedstawiono m.in. w pracy (Walesiak, 2016, s. 19), d i obliczenie dla i-tego obiektu wartoci miary agregatowej zastosowanie miar odlegoci od wzorca lub antywzorca z udziaem wag, R uporzdkowanie obiektów wedug wartoci d i. Jako miar agregatow d i zastosowano TOPSIS (Hwang, Yoon, 1981) z odlegoci GDM1 (Walesiak, 2014):, (2) gdzie: i odlego GDM1 obiektu i-tego odpowiednio od obiektu antywzorca i wzorca,, (3) i,l = 1,,n numer obiektu, w numer obiektu wzorca lub antywzorca, j = 1,,m numer zmiennej, z wj j-ta wspórzdna obiektu wzorca ( ) lub antywzorca ( ), j waga j-tej zmiennej ( i ). Wartoci miary agregatowej d i nale do przedziau [0;1]. Im wysza jest warto d i, tym wyszy jest poziom spójnoci spoecznej badanych obiektów. Z uwagi na to, e porównywane bd wartoci miary agregatowej z dwóch okresów t oraz q (t > q) w procedurze porzdkowania liniowego naley:
440 Marek Walesiak, Marek Obrbalski a) zamieni nominanty na stymulanty, b) ustali wspólny wzorzec i antywzorzec rozwoju na podstawie macierzy [x ij ] obejmujcej dane z okresów t (macierz danych ) i q (macierz danych ), c) przeprowadzi normalizacj wartoci zmiennych dla wspólnej macierzy danych z okresów t i q, tj. dla macierzy [x ij ]. Dla wartoci porównywanych miar agregatowych z lat 2005 (d iq ) i 2015 (d it ) obliczono miernik Theila, który mierzy nie tylko rzd odchyle od wartoci porównywanych miar agregatowych d it i d iq, ale równie rzd odchyle bdcy rezultatem (Walesiak, 1993; 2016, s. 89 90): 1) rónicy midzy rednimi wartociami miar agregatowych d it i d iq, 2) rónicy w dyspersji wartoci miar agregatowych d it i d iq, 3) niezgodnoci kierunku zmian wartoci miar agregatowych d it i d iq. Miernik Theila przybiera nastpujc posta:. (4) Miernik przybiera warto 0 wtedy, gdy nie ma adnych rónic w wartociach miar agregatowych d it i d iq. Pierwiastek kwadratowy z wyraenia (4) informuje, jaki jest przecitny rzd odchyle wartoci porównywanych miar agregatowych d it i d iq. Wielko wyraon wzorem (4) mona rozoy na sum trzech skadników:, (5) pozwalajcych okreli bliej rzd i charakter rónic w wartociach miar agregatowych d it i d iq. Mierniki czstkowe, i (niosce informacje, o których mowa w punktach 1), 2) i 3) okrelaj wzory:, (6), (7), (8) gdzie: to odpowiednio rednia arytmetyczna i odchylenie standardowe wartoci t-tej (q-tej) miary agregatowej d it i d iq ; r wspóczynnik korelacji liniowej Pearsona midzy d = t ( d t, 1, dnt ) i d. q = ( d 1 q,, d nq ). Dekompozycja wzoru (5) na trzy skadniki zostaa zaczerpnita ze wzoru Theila na miernik rzdu dokadnoci prognozy typu ex post (Theil, 1961) 3., 3 W literaturze polskiej zob. np. prace: Pawowski (1973, s. 119), Zelia (1984, s. 184).
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 441 3. WYNIKI BADANIA EMPIRYCZNEGO Wedug Bernarda (zob. np. Dickes, Valentova, 2013, s. 829) spójno spoeczna rozwaana jest w trzech sferach: ekonomicznej, politycznej oraz spoeczno-kulturowej. W przeprowadzanym badaniu nie uwzgldniono sfery politycznej. W badaniu empirycznym wykorzystane zostan dane statystyczne dotyczce oceny spójnoci spoecznej regionu dolnolskiego w przekroju powiatów obejmujce nastpujce dziedziny: dochody i aktywno ekonomiczna ludnoci (dochody i sia nabywcza; zabezpieczenie spoeczne; zatrudnienie i aktywno ekonomiczna); warunki zamieszkiwania ludnoci (standard powierzchniowy i techniczno-sanitarny mieszka itd.); dostpno usug i przestrzeni publicznej (zdrowie, edukacja, rekreacja; kultura, informacja, bezpieczestwo; jako i dostpno dróg publicznych, ziele, rodowisko itd.). Ocen spójnoci spoecznej regionu dolnolskiego w przekroju powiatów Dolnego lska przeprowadzono z wykorzystaniem 28 zmiennych metrycznych (mierzonych na skali ilorazowej): I. DOCHODY I AKTYWNO EKONOMICZNA LUDNOCI x1 Przecitne miesiczne wynagrodzenie brutto (w z) stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x2 Osoby w gospodarstwach domowych (poniej kryterium dochodowego) korzystajce z pomocy spoecznej na 1000 ludnoci destymulanta, dane z roku 2009 i 2015. x3 Wskanik obcienia demograficznego (ludno w wieku nieprodukcyjnym na 100 osób w wieku produkcyjnym) destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x4 Udzia kobiet wród pracujcych w % nominanta (o wartoci nominalnej 50%), dane z roku 2005 i 2014. x5 Stopa bezrobocia ogóem w % destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x6 Udzia modziey (w wieku do 25 lat) wród zarejestrowanych bezrobotnych w % destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x7 Udzia dugotrwale bezrobotnych (tj. powyej 12 miesicy) wród zarejestrowanych bezrobotnych w % destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x8 Oferty pracy na 1000 zarejestrowanych bezrobotnych stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. II. WARUNKI ZAMIESZKIWANIA LUDNOCI x9 Przecitna powierzchnia uytkowa mieszkania na mieszkaca w m 2 stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x10 Przecitna liczba osób na izb destymulanta, dane z roku 2005 i 2015.
442 Marek Walesiak, Marek Obrbalski x11 Odsetek ogóu mieszka wyposaonych w instalacj wodocigow stymulanta, dane z roku 2005 i 2014. x12 Odsetek ogóu mieszka wyposaonych w azienk stymulanta, dane z roku 2005 i 2014. x13 Odsetek ogóu mieszka wyposaonych w centralne ogrzewanie stymulanta, dane z roku 2005 i 2014. III. DOSTPNO USUG I PRZESTRZENI PUBLICZNEJ x14 Lekarze i dentyci na 10 tys. ludnoci stymulanta, dane z roku 2006 i 2014. x15 Przychodnie zdrowia na 10 tys. ludnoci stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x16 Ludno na ogólnodostpn aptek destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x17 Miejsca w placówkach stacjonarnej pomocy spoecznej na 10 tys. ludnoci stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x18 Dzieci w placówkach wychowania przedszkolnego na 1000 dzieci w wieku 3 5 lat stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x19 Uczniowie w szkoach podstawowych dla dzieci i modziey na oddzia (klas) destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x20 Uczniowie w gimnazjach dla dzieci i modziey na oddzia (klas) destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x21 Uczniowie uczcy si obowizkowo jzyka angielskiego w szkoach podstawowych i gimnazjalnych dla dzieci i modziey (w % ogóu uczniów) stymulanta, dane z roku 2008 i 2015. x22 Uczniowie w liceach ogólnoksztaccych dla modziey na oddzia (klas) destymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x23 wiczcy w klubach sportowych na 1000 ludnoci stymulanta, dane z roku 2006 i 2014. x24 Ksigozbiór bibliotek publicznych na 1000 ludnoci (w wol.) stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x25 Uczestnicy imprez kulturalnych (organizowanych przez centra, domy, orodki kultury, kluby i wietlice) na 1000 ludnoci stymulanta, dane z roku 2007 i 2015. x26 Powierzchnia zieleni publicznej (parki, zielece i tereny zieleni osiedlowej) na 10 tys. ludnoci (w ha) stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. x27 Dugo dróg gminnych i powiatowych o nawierzchni twardej ulepszonej na 10 tys. ludnoci (w km) stymulanta, dane z roku 2005 i 2014. x28 Korzystajcy z oczyszczalni cieków (w % ogóu ludnoci) stymulanta, dane z roku 2005 i 2015. Dane statystyczne dla wikszoci zmiennych pochodz z lat 2005 i 2015 z Banku Danych Lokalnych (BDL) Gównego Urzdu Statystycznego. Z uwagi na brak danych statystycznych dla 10 zmiennych wprowadzono dostpne dane z najbliszych lat.
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 443 Wabrzych w latach 2002 2012 nie mia statusu miasta na prawach powiatu bdc jedn z gmin miejskich powiatu wabrzyskiego. Z uwagi na niemono dezagregacji danych z roku 2005 dla zmiennych x1, x5, x14 i x28 dla Wabrzycha i powiatu wabrzyskiego przyjto identyczne wartoci. Zgodnie z metodyk badawcz z punktu 2 dla macierzy danych [x ij ] obejmujcej macierze danych z okresów t (macierz danych ) i q (macierz danych ): a) zamieniono nominant x4 na stymulant zgodnie z formu rónicow (Walesiak, 2016, s. 19):, (9) N gdzie: x ij warto j-tej nominanty zaobserwowana w i-tym obiekcie, nom j nominalny poziom j-tej zmiennej, b) ustalono wspólny wzorzec i antywzorzec rozwoju na podstawie macierzy obejmujcej dane z okresów t i q, tj. macierzy [x ij ], c) przeprowadzono normalizacj wartoci zmiennych dla wspólnej macierzy danych z okresów t i q (macierz [x ij ]) wykorzystujc standaryzacj:, d) w badaniu przyjto wagi jednakowe dla kryteriów podrzdnych (dziedzin), ale zrónicowane dla zmiennych ujtych w tabeli 1. Wagi dla kryteriów podrzdnych (dziedzin) opisujcych poziom spójnoci spoecznej województwa dolnolskiego Tabela 1. Kryterium podrzdne Wyszczególnienie Dochody i aktywno ekonomiczna ludnoci Warunki zamieszkiwania ludnoci Dostpno usug i przestrzeni publicznej Wagi dla dziedzin 1/3 1/3 1/3 Liczba zmiennych 8 5 15 Waga dla 1 zmiennej w ramach danej dziedziny 1/24 1/15 1/45 ródo: opracowanie wasne. Uporzdkowanie powiatów województwa dolnolskiego wedug wartoci miary d i (poziom spójnoci spoecznej) dla roku 2005 i 2015 prezentuje tabela 2. W obliczeniach zastosowano pakiet clustersim (Walesiak, Dudek, 2016) programu R (R Development Core Team, 2016).
444 Marek Walesiak, Marek Obrbalski Tabela 2. Uporzdkowanie powiatów województwa dolnolskiego wedug poziomu spójnoci spoecznej (wartoci miary d i ) dla roku 2005 i 2015 Powiat 2015 2005 d it Ranga d iq Ranga d i = d it d iq Przyrost rangi wrocawski 0,8427 1 0,4932 6 0,3495 5 Wrocaw 0,8240 2 0,5948 2 0,2292 0 lubiski 0,7468 3 0,6035 1 0,1434-2 woowski 0,7424 4 0,3766 14 0,3659 10 redzki 0,7423 5 0,3504 21 0,3919 16 oawski 0,7418 6 0,4366 9 0,3052 3 zgorzelecki 0,7256 7 0,4324 10 0,2933 3 trzebnicki 0,7191 8 0,3898 12 0,3293 4 bolesawiecki 0,7177 9 0,4446 8 0,2731-1 Jelenia Góra 0,7173 10 0,5699 3 0,1474-7 jeleniogórski 0,7158 11 0,4538 7 0,2621-4 Legnica 0,6816 12 0,5128 5 0,1688-7 gogowski 0,6763 13 0,5452 4 0,1312-9 olenicki 0,6763 14 0,3856 13 0,2907-1 legnicki 0,6689 15 0,3728 15 0,2961 0 zbkowicki 0,6583 16 0,3382 24 0,3201 8 widnicki 0,6570 17 0,3700 18 0,2870 1 dzieroniowski 0,6519 18 0,3600 20 0,2918 2 jaworski 0,6503 19 0,3609 19 0,2894 0 kodzki 0,6482 20 0,3707 16 0,2776-4 polkowicki 0,6261 21 0,4252 11 0,2009-10 strzeliski 0,6247 22 0,3184 27 0,3063 5 milicki 0,6173 23 0,3469 23 0,2704 0 zotoryjski 0,6163 24 0,3701 17 0,2462-7 lubaski 0,5830 25 0,3285 25 0,2545 0 lwówecki 0,5765 26 0,3489 22 0,2276-4 wabrzyski 0,5560 27 0,3017 28 0,2543 1 Wabrzych 0,5402 28 0,3276 26 0,2126-2 kamiennogórski 0,5369 29 0,3006 29 0,2363 0 górowski 0,4930 30 0,2801 30 0,2130 0
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 445 Tabela 2. (cd.) Parametr Warto w 2015 x Warto w 2005 x Przyrost x rednia 0,6658 x 0,4037 x 0,2622 x Odchylenie standardowe 0,0803 x 0,0872 x -0,0070 x Mediana 0,6636 x 0,3717 x 0,2919 x Medianowe odchylenie bezwzgldne 0,0799 x 0,0722 x 0,0077 x ródo: obliczenia wasne z wykorzystaniem pakietu clustersim programu R. W 2005 roku najwysza warto miary d i dotyczya powiatu lubiskiego (0,6035), miasta Wrocaw (0,5948) oraz miasta Jelenia Góra (0,5699). Najnisza natomiast warto teje miary dotyczya powiatów: górowskiego (0,2801), kamiennogórskiego (0,3006) oraz wabrzyskiego (0,3017). Ilustracj tego zagadnienia w 2005 roku jest rysunek 1. Rysunek 1. Klasy powiatów województwa dolnolskiego ze wzgldu na poziom spójnoci spoecznej w roku 2005 (wartoci miary d iq ) ródo: opracowanie wasne.
446 Marek Walesiak, Marek Obrbalski W 2015 roku najwysza warto miary d i dotyczya powiatu wrocawskiego (0,8427), miasta Wrocaw (0,8240) oraz powiatu lubiskiego (0,7468). Zdecydowanie najnisza natomiast bya warto teje miary w odniesieniu do powiatu górowskiego (0,4930), powiatu kamiennogórskiego (0,5369) oraz miasta Wabrzych (0,5402). Zagadnienie to obrazuje rysunek 2. Rysunek 2. Klasy powiatów województwa dolnolskiego ze wzgldu na poziom spójnoci spoecznej w roku 2015 (wartoci miary d it ) ródo: opracowanie wasne. W wyniku zastosowania skryptu programu R otrzymano wyniki dekompozycji miernika Theila ujte w tabeli 3 (q oznacza rok 2005, a t rok 2015).
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 447 Wyniki dekompozycji miernika Theila Tabela 3. Wyszczególnienie q = 2005 t = 2015 rednie z wartoci miary agregatowej 0,4036519 0,6658211 Odchylenia standardowe z wartoci miary agregatowej 0,0872235 0,0802545 Wspóczynnik korelacji Pearsona midzy wartoci miary agregatowej 0,7234676 Warto miernika W Theila 0,2695417 Warto miernika W 2 Theila 0,07265272 (100,00%) Warto miernika czstkowego Warto miernika czstkowego Warto miernika czstkowego ródo: opracowanie wasne z wykorzystaniem programu R. Theila 0,06873266 (94,60%) Theila 0,00004857 (0,07%) Theila 0,00387150 (5,33%) Przecitny rzd odchyle wartoci porównywanych miar agregatowych d i z lat 2005 i 2015 (miernik W Theila) wyniós 0,2695. Byo to wynikiem gównie wzrostu rednie j wartoci miary agregatowej d i (miernik czstkowy = 0,06873), a wic znacznego podwyszenia poziomu spójnoci spoecznej (wzrost redniej wartoci miary agregatowej o 0,2622). Nastpi niewielki spadek w zrónicowaniu wartoci miary agregatowej d i wiadczcy o zmniejszeniu stopnia dysproporcji midzy powiatami ze wzgldu na spójno spoeczn ( = 0,0000486 dla S t = 0,0803 i S q = 0,0872) 4. Rysunek 3 pokazuje relacje midzy poziomem a stopniem dysproporcji spójnoci spoecznej dla powiatów Dolnego lska w latach 2005 2015. Zanotowano do du zgodno kierunku zmian wartoci miary agregatowej d i z porównywanych okresów (miernik czstkowy = 0,00387 dla r = 0,7235). 4 Wskazania na podstawie medianowego odchylenia bezwzgldnego s odmienne (zob. tabela 2).
448 Marek Walesiak, Marek Obrbalski Rysunek 3. Poziom (di) a stopie dysproporcji (sd) spójnoci spoecznej dla powiatów Dolnego lska w latach 2005 2015 ródo: opracowanie wasne z wykorzystaniem programu R. Wartoci miary d i dla poszczególnych powiatów województwa dolnolskiego w badanym okresie ulegy zrónicowanym zmianom. Relatywnie najwikszy zakres zmian w analizowanych dziedzinach spoecznej spójnoci, czyli w zakresie dochodów i aktywnoci ekonomicznej ludnoci, warunków mieszkaniowych oraz dostpnoci usug i przestrzeni publicznej dotyczy powiatów pooonych w bliskim ssiedztwie Wrocawia, a zwaszcza redzkiego, woowskiego i wrocawskiego, a najmniejszy powiatów: gogowskiego i lubiskiego oraz miast na prawach powiatów: Jeleniej Góry i Legnicy. Zakres tyche zmian prezentuje rysunek 4.
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 449 Rysunek 4. Klasy powiatów województwa dolnolskiego ze wzgldu na przyrost w poziomie spójnoci spoecznej w latach 2005 2015 (d i = d it d iq ) ródo: opracowanie wasne. W 2015 roku w porównaniu do 2005 roku (tabela 2) najwikszy zakres zmian w rankingu in plus miay powiaty: redzki (z pozycji 21. na 5.), woowski (z 14. na 4.) oraz zbkowicki (z 24. na 16.), z kolei in minus powiaty polkowicki (z pozycji 11. na 21.), gogowski (z 4. na 13.) Naley przy tym wskaza, i na zrónicowany zakres zmian spójnoci spoecznej regionu dolnolskiego w przekroju powiatów oddziayway m.in. zmiany liczebnoci ich zaludnienia, co w latach 2005 2015 przedstawia tabela 4.
450 Marek Walesiak, Marek Obrbalski Ludno powiatów województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 Tabela 4. Powiat 2005 2015 PODREGION JELENIOGÓRSKI Zmiany w latach 2005 2015 (+) ( ) Wskanik zmian (2005 = 100) bolesawiecki 88 341 90 199 +1 858 102,10 jaworski 52 210 51 451-759 98,55 jeleniogórski 63 850 64 599 +749 101,17 kamiennogórski 46 633 44 402-2 231 95,22 lubaski 57 188 55 533-1 655 97,11 lwówecki 48 305 46 677-1 628 96,63 zgorzelecki 94 765 91 824-2 941 96,90 zotoryjski 45 885 44 598-1 287 97,20 Jelenia Góra 87 017 81 010-6 007 93,10 PODREGION LEGNICKO-GOGOWSKI gogowski 87 669 90 205 +2 536 102,89 górowski 36 607 35 940-667 98,18 legnicki 53 007 55 051 +2 044 103,86 lubiski 105 781 106 319 +538 100,51 polkowicki 61 144 63 057 +1 913 103,13 Legnica 105 750 100 886-4 864 95,40 PODREGION WABRZYSKI dzieroniowski 105 210 103 349-1 861 98,23 kodzki 167 058 162 465-4 593 97,25 widnicki 160 675 159 633-1 042 99,35 wabrzyski 58 934 57 023-1 911 96,76 zbkowicki 69 521 66 971-2 550 96,33 Wabrzych 126 465 115 453-11 012 91,29 PODREGION WROCAWSKI milicki 36 915 37 213 +298 100,81 olenicki 103 335 106 486 +3 151 103,05 oawski 71 103 76 064 +4 961 106,98
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 451 Tabela 4. (cd.) Powiat 2005 2015 Zmiany w latach 2005 2015 (+) ( ) Wskanik zmian (2005 = 100) strzeliski 44 240 44 165-75 99,83 redzki 49 115 52 837 +3 722 107,58 trzebnicki 77 172 83 699 +6 527 108,46 woowski 47 539 47 194-345 99,27 wrocawski 100 866 134 145 +33 279 132,99 PODREGION MIASTO WROCAW Wrocaw 635 932 635 759-173 99,97 ródo: opracowanie wasne. W badanym okresie widoczne byy istotne zmiany liczby ludnoci w poszczególnych powiatach regionu dolnolskiego. Najwikszy przyrost w tym zakresie w latach 2005 2015 dotyczy powiatu wrocawskiego, którego populacja zwikszya si o niemal 33%. Ponadto relatywnie duy wzrost liczby ludnoci odnotowano w powiatach trzebnickim (o prawie 8,5%), redzkim (o 7,6%) i oawskim (o 7%). To niewtpliwie efekt postpujcych procesów suburbanizacji zwizanych z wieloaspektowym oddziaywaniem Wrocawia. To oddziaywanie widoczne jest take odnonie relatywnie wysokiego zakresu zmian poziomu spójnoci spoecznej, co ilustruje rysunek 4. Z drugiej natomiast strony naley dostrzec powiaty o relatywnie znacznej depopulacji. Do grupy tej nale w szczególnoci miasta: Wabrzych (spadek zaludnienia o 8,7%), Jelenia Góra (o 6,9%) i Legnica (o 4,6%) oraz powiat kamiennogórski (o prawie 4,8%). Ogólnie ujmujc, depopulacj objte s podregiony wabrzyski i jeleniogórski. 4. WYZWANIA WOBEC POLITYKI SPÓJNOCI SPOECZNEJ WOJEWÓDZTWA DOLNOLSKIEGO DO ROKU 2020 Region dolnolski obejmuje obszar wzgldnie spójny funkcjonalnie zarówno w aspektach geograficznych i historycznych. Charakteryzuje si jednak wieloma dysproporcjami rozwojowymi, w tym m.in. w warunkach ycia lokalnych spoecznoci, co staje si ewidentn przesank prowadzenia efektywnej polityki spójnoci gospodarczej, spoecznej i terytorialnej w peni wpisanej w polityk rozwoju kraju i Unii Europejskiej oraz cile powizanej ze strategicznymi priorytetami wyznaczonymi przez Uni Europejsk oraz Polsk. Polityka spójnoci w kadym terytorialnym wymiarze (take regionalnym) ma na celu wspieranie dziaa prowadzcych do wyrównania warunków ekonomicznych i spoecznych we wszystkich jednostkach terytorialnych.
452 Marek Walesiak, Marek Obrbalski Polityka spójnoci Unii Europejskiej w latach 2007 2013 ukierunkowana bya na realizacj trzech najwaniejszych celów, a mianowicie: konwergencji, podniesienia konkurencyjnoci regionów i zatrudnienia oraz europejskiej wspópracy terytorialnej. Polityka spójnoci nabraa szczególnego znaczenia w kontekcie denia Unii Europejskiej do realizacji celów przyjtej w dniu 17 czerwca 2010 r. przez Rad Europejsk Strategii Europa 2020 bdcej wieloletnim ukierunkowaniem krajów i regionów na inteligentny i zrównowaony rozwój sprzyjajcy wczeniu spoecznemu. Std w latach 2014 2020 unijna polityka spójnoci koncentruje si na realizacji nadrzdnego celu okrelonego jako inwestowanie dla rozwoju i tworzenia miejsc pracy. Cele teje polityki s szczególnym wyrazem solidarnoci z biedniejszymi i sabszymi regionami Unii Europejskiej (Obrbalski, 2014, s. 22). Realizacja polityki spójnoci w wymiarze regionalnym odbywa si m.in. poprzez wdraanie strategii rozwoju i regionalnych programów operacyjnych. Celem nadrzdnym Strategii Rozwoju Województwa Dolnolskiego do roku 2020 jest Nowoczesna gospodarka i wysoka jako ycia w atrakcyjnym rodowisku (Strategia rozwoju województwa, 2013, s. 24). Cel ten integruje trzy sfery funkcjonowania regionu, a mianowicie, gospodarcz, spoeczn oraz przestrzenn (rodowiskow). Jego osignicie moliwe bdzie poprzez realizacj wielu przedsiwzi ujtych w ramach omiu celów szczegóowych. Cele Strategii Rozwoju Województwa Dolnolskiego odnosz si do perspektywy roku 2020. W skali operacyjnej, tj. w latach 2014 2020, ich osiganiu suy bdzie m.in. realizacja Regionalnego Programu Operacyjnego (RPO). Dlatego te cel gówny RPO zbieny jest z celem nadrzdnym strategii rozwoju województwa dolnolskiego. Cel gówny RPO na lata 2014 2020 zosta wymownie i prorozwojowo okrelony jako Wzrost konkurencyjnoci Dolnego lska zapewniajcy popraw poziomu ycia jego mieszkaców przy zachowaniu zasad zrównowaonego rozwoju (Regionalny Program Operacyjny, 2014, s. 30 31). Tak ujtemu celowi podporzdkowano dziesi dziedzinowych osi priorytetowych. Polityka regionalna we wszystkich jej przestrzennych wymiarach w latach 2014 2020 oparta jest na zasadzie zintegrowanego podejcia terytorialnego (integrated territorial approach). Jedn za z najwaniejszych przesanek jej prowadzenia (take w regionie dolnolskim) jest wewntrzne przestrzenne zrónicowanie poziomu rozwoju spoecznego i gospodarczego jednostek terytorialnych. Denie zatem do redukcji rónic poziomu rozwoju gospodarczego, jakoci ycia lokalnych spoecznoci oraz wyrównania moliwoci rozwojowych poszczególnych czci województw jest istotnym celem regionalnej polityki spójnoci prowadzonej przez wadze samorzdowe (Obrbalski, Walesiak, 2014, s. 97). Zbyt due dysproporcje w jakoci ycia mieszkaców regionu dolnolskiego widoczne nie tylko w przekroju powiatów, ale i midzy miastami a miejscowociami wiejskimi sygnalizuj konieczno podjcia efektywnych przedsiwzi ukierunkowa-
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 453 nych na eliminacj bd istotne ograniczenie nierównoci w sferze spoecznej oraz wzrost spoecznej spójnoci regionu. W polityce rozwoju i spójnoci regionu dolnolskiego do roku 2020 stosowane s róne instrumenty, w szczególnoci za finansowe, prawne i infrastrukturalne. Jednym z nich by w latach 2009 2016 Dolnolski Fundusz Pomocy Rozwojowej dedykowany sabszym ekonomicznie gminom. Wsparcie z tego funduszu przynioso wiele korzystnych efektów m.in. w sferze infrastruktury technicznej i spoecznej. Przyczynio si przy tym do poprawy warunków bytowych wielu lokalnych spoecznoci. Fundusz ten sta si jednym z finansowych instrumentów regionalnej polityki spójnoci i polityki wyrównawczej rozwoju województwa dolnolskiego (Obrbalski, 2016). 5. PODSUMOWANIE W artykule zaproponowano metodyk postpowania, która pozwala na pomiar i ocen zmian poziomu oraz stopnia zrónicowania spójnoci spoecznej regionów. Nastpnie dokonano oceny zmian poziomu oraz stopnia zrónicowania spójnoci spoecznej powiatów województwa dolnolskiego w latach 2005 2015. W latach 2005 2015 podwyszony zosta poziom spójnoci spoecznej wszystkich powiatów (cho w zrónicowanym stopniu) oraz zmniejszy si nieznacznie stopie zrónicowania spójnoci spoecznej powiatów województwa dolnolskiego. Obserwowane s jednak wyrane midzypowiatowe rónice w analizowanych dziedzinach teje spójnoci, czyli w zakresie dochodów i aktywnoci ekonomicznej ludnoci, jej warunków mieszkaniowych oraz dostpnoci usug i przestrzeni publicznej. Zakres tego zrónicowania jest swoistego rodzaju wyzwaniem wobec samorzdowych wadz województwa dolnolskiego prowadzcych polityk jego rozwoju. Zasugerowano potrzeb weryfikacji modelu rozwoju regionu dolnolskiego z polaryzacyjno-dyfuzyjnego na wyrównawczy, co zgodne jest z zasad zrównowa- onego rozwoju. W obliczeniach zastosowano wasne skrypty przygotowane w rodowisku R. Prowadzenie kompleksowego pomiaru, monitoringu i oceny spoecznej spójnoci jednostek terytorialnych, w tym regionów zaley w duym stopniu od dostpnoci rozlegego, co do zakresu, zasobu rónorodnych informacji, zwaszcza statystycznych. Std te wszelkie niedocignicia, a nawet braki w tym zakresie wpywaj na ostateczne wyniki analizy. Nie ulega przy tym wtpliwoci, i wzrost uytecznoci funkcjonalnej statystyki regionalnej wymaga dalszego jej doskonalenia, w tym wyranego rozszerzenia zakresu przedmiotowego i podmiotowego podejmowanych bada statystycznych. Pozwoli to moe na bezproblemowe prowadzenie dynamicznych bada empirycznych w zakresie pomiaru, monitorowania i oceny rozwoju regionalnego, a w tym spójnoci (take spoecznej) poszczególnych regionów w przekrojach powiatów, gmin i miejscowoci.
454 Marek Walesiak, Marek Obrbalski LITERATURA A New Strategy for Social Cohesion, (2004), European Committee for Social Cohesion, Strasburg. Balcerzak A. P., (2015), Wielowymiarowa analiza spójnoci spoecznej w krajach Unii Europejskiej w kontekcie strategii Europa 2020, w: Bartniczak B., Trzeciak K., (red.), Aktualne trendy w zarzdzaniu rodowiskiem, Wydawnictwo AD REM, Jelenia Góra, 343 352. Concerted Development of Social Cohesion Indicators. Methodological Guide, (2005), Council of Europe Publishing, Strasbourg. Borys T., (1984), Kategoria jakoci w statystycznej analizie porównawczej, Prace Naukowe Akademii Ekonomicznej we Wrocawiu, 284, Seria: Monografie i Opracowania 23. Dickes P., Valentova M., (2013), Construction, Validation and Application of the Measurement of Social Cohesion in 47 European Countries and Regions, Social Indicators Research, 113, 827 846. Dickes P., Valentova M., Borsenberger M., (2010), Construct Validation and Application of a Common Measure of Social Cohesion in 33 European Countries, Social Indicators Research, 98, 451 473. Hellwig Z., (1968), Zastosowanie metody taksonomicznej do typologicznego podziau krajów ze wzgldu na poziom ich rozwoju i struktur wykwalifikowanych kadr, Przegld Statystyczny, 15 (4), 307 327. Hellwig Z., (1972), Procedure of Evaluating High-Level Manpower Data and Typology of Countries by Means of the Taxonomic Method, w: Gostkowski Z., (red.), Towards a System of Human Resources Indicators for Less Developed Countries, Papers Prepared for UNESCO Research Project, Ossolineum, The Polish Academy of Sciences Press, Wrocaw, 115 134. Hellwig Z., (1981), Wielowymiarowa analiza porównawcza i jej zastosowanie w badaniach wielocechowych obiektów gospodarczych, w: Welfe W., (red.), Metody i modele ekonomiczno-matematyczne w doskonaleniu zarzdzania gospodark socjalistyczn, PWE, Warszawa, 46 68. Hwang C. L., Yoon K., (1981), Multiple Attribute Decision Making Methods and Applications. A Stateof-the-Art. Survey, New York, Springer-Verlag. Jenson J., (2010), Defining and Measuring Social Cohesion, Commonwealth Secretariat, London. New Strategy and Council of Europe Action Plan for Social Cohesion, (2010), Council of Europe. Obrbalski M., (2014), The Development of Lower Silesia Northern Bohemia Saxony Border Region in the Light of EUROPE 2020 Strategy, w: Hlavaek P., Olšova P., (red.), Regional Economy and Policy. Territories and Cities, Jan Evangelista Purkyne University, Ústí nad Labem, 20 31. Obrbalski M., (2016), Dolnolski Fundusz Pomocy Rozwojowej jako instrument regionalnej polityki spójnoci, w: Regiony, metropolie, miasta, Prace Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocawiu (w druku). Obrbalski M., Walesiak M., (2014), Terytorialny wymiar polityki rozwoju regionalnego województwa dolnolskiego w latach 2014 2020, Prace Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocawiu, 331, 96 105. Pawowski Z., (1973), Prognozy ekonometryczne, PWN, Warszawa. Rajulton F., Ravanera Z. R., Beaujot R., (2007), Measuring Social Cohesion: An Experiment Using the Canadian National Survey of Giving, Volunteering, and Participating, Social Indicators Research, 80, 461 492. R Development Core Team, (2016), R: A Language and Environment for Statistical Computing, R Foundation for Statistical Computing, Vienna, URL http://www.r-project.org. Regionalny Program Operacyjny Województwa Dolnolskiego 2014 2020 (2014), Urzd Marszakowski Województwa Dolnolskiego, Wrocaw. Ryszkiewicz A., (2013), Od konwergencji do spójnoci i efektywnoci podstawy teoretyczne polityki spójnoci gospodarczej, spoecznej i terytorialnej Unii Europejskiej, Oficyna Wydawnicza SGH, Warszawa. Strategia rozwoju województwa dolnolskiego 2020 (2013), Urzd Marszakowski Województwa Dolnolskiego, Wrocaw. Theil H., (1961), Economic Forecasts and Policy, North Holland, Amsterdam.
Spójno spoeczna województwa dolnolskiego w latach 2005 2015 pomiar i ocena zmian 455 Walesiak M., (1993), Zagadnienie oceny podobiestwa zbioru obiektów w czasie w syntetycznych badaniach porównawczych, Przegld Statystyczny, 40 (1), 95 102. Walesiak M., (2014), Wzmacnianie skali pomiaru w statystycznej analizie wielowymiarowej, Taksonomia 22, Prace Naukowe Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocawiu, 327, 60 68. Walesiak M., (2016), Uogólniona miara odlegoci GDM w statystycznej analizie wielowymiarowej z wykorzystaniem programu R. Wydanie drugie poprawione i rozszerzone, Wydawnictwo Uniwersytetu Ekonomicznego we Wrocawiu, Wrocaw. Walesiak M., Dudek A., (2016), clustersim: Searching for Optimal Clustering Procedure for a Data Set. R package version 0.45-1, URL http://cran.r-project.org/package=clustersim. Zelia A., (1984), Teoria prognozy, PWE, Warszawa. SPÓJNO SPOECZNA WOJEWÓDZTWA DOLNOLSKIEGO W LATACH 2005 2015 POMIAR I OCENA ZMIAN Streszczenie Miar sukcesu rozwojowego wspóczesnych regionów i zarazem czynnikiem podtrzymujcym trwa- o tego sukcesu jest przede wszystkim jako ycia mieszkaców. Wedug definicji Rady Europy (A new strategy for Social Cohesion, 2004, s. 3) spójno spoeczna to zdolno terytorialnych spoecznoci do zapewnienia dobrobytu wszystkim swoim czonkom, zmniejszania rozwarstwie spoecznych i unikania polaryzacji. W ocenie spójnoci spoecznej regionu dolnolskiego w przekroju powiatów w latach 2005 2015 uwzgldniono zmienne z nastpujcych dziedzin: dochody i aktywno ekonomiczna ludnoci, warunki mieszkaniowe ludnoci, dostpno usug i przestrzeni publicznej. Do pomiaru i oceny zmian poziomu spójnoci spoecznej województwa dolnolskiego w przekroju powiatów w latach 2005 2015 zastosowano odlego GDM1 oraz miernik Theila. Sowa kluczowe: spójno spoeczna, metody porzdkowania liniowego, odlego GDM1, miernik Theila, program R SOCIAL COHESION OF LOWER SILESIA REGION IN THE PERIOD 2005 2015 MEASUREMENT AND EVALUATION OF CHANGES Abstract The measure of developmental success of contemporary regions and at the same time supporting factor for the durability of this success is primarily the quality of life of residents. According to the definition of the Council of Europe (A new strategy for Social Cohesion, 2004, p. 3) social cohesion is the ability of territorial communities to ensure the welfare of all its members, the reduction of social stratification and avoid polarization. According to evaluation of the social cohesion of the Lower Silesia region in cross-counties in the years 2005 2015 the variables of the following areas: income and economic activity of the population, living conditions of the population and the availability of services and public space were taken into account. To assess the measurement and the changes in the level of social cohesion of the Lower Silesia region in cross counties in the period 2005 2015 GDM1 distance and Theil measure were applied. Keywords: social cohesion, linear ordering methods, GDM1 distance, Theil measure, R program