B A D A N I A O P E A C Y J N E I D E C Y Z J E N 006 Kaol KUKUŁA*, Jacek STOJNY* PÓBA OCENY KIEUNKÓW I TEMPA ZMIAN INFASTUKTUY TANSPOTOWEJ W KAJACH NOWO PZYJĘTYCH I ASPIUJĄCYCH DO UNII EUOPEJSKIEJ Pzedstawiono zóżnicowanie ozwoju infastuuy tanspotowej wśód nowych kajów członkowskich Unii Euopejskiej i kajów do tej oganizacji aspiujących. Wyniki badania wskazują na daleko idące dyspopocje w stanie ozwoju zaplecza tanspotowego poszczególnych kajów, a także uwypuklają zóżnicowanie tempa ozwoju ozpatywanych państw. Słowa kluczowe: analiza wielowymiaowa, infastuua tanspotowa. Wstęp zeczywistość gospodacza bywa na ogół niezwykle złożona. W efekcie do jej opisu stosuje się metody analizy wielowymiaowej (WAP). Najważniejszą ich zaletą jest zdolność do hieachizacji obieów w pzestzeni wielowymiaowej. Pzeglądu metod w amach WAP dokonano między innymi w opacowaniach [] [], [7] []. Inteesującym poblemem, ozwiązanym jak dotąd w niedostatecznym stopniu, pozostaje szacowanie dyspopocji ozwojowych i okeślanie luki czasowej, koniecznej do zniwelowania óżnic ozwojowych (zakładając, że taka tendencja występuje w elacjach między obieami). W niniejszym opacowaniu podjęto te wyzwania i opieając się na infomacjach dotyczących stanu ozwoju infastuuy tanspotowej wśód nowych członków Unii Euopejskiej oaz kajów do niej kandydujących skoncentowano się na stonie metodologicznej pomiau zóżnicowania poziomu ozwoju obieów gospodaczych. * Kateda Statystyki Matematycznej, Wydział olniczo-ekonomiczny, Akademia olnicza im. Hugona Kołłątaja, al. Mickiewicza, -0 Kaków, e-mail: zsm@a.kakow.p, stojn@cyf-k.edu.pl
00 K. KUKUŁA, J. STOJNY Jak już wspomniano, oszacowanie hoyzontu czasowego niwelacji óżnic ozwojowych jest możliwe jedynie w pzypadku występowania tendencji do wyównywania poziomów ozwoju. Czy bak takiego tendu należy uznać za poażkę poponowanej metodologii? Pzeciwnie uzyskanie infomacji o stanach ozwoju obieów i pzewidywanych kieunkach ich zmian może się okazać znacznie cenniejsze niż speakulana pognoza czasowa. Wiedza na temat pawidłowości i kieunków zmian makostuu ekonomicznych nie jest może tak efeowna, ale niesie w sobie potencjał większej efeywności. Tzeba bowiem mieć na uwadze, że hoyzont czasowy pognoz ekonomicznych jest dość oganiczony. elatywnie skuteczne są kótkoteminowe pojekcje tendencji gospodaczych, znacznie tudniej natomiast zapognozować zmiany śedniookesowe. Niezmienie zadko zaś spełniają się pzewidywania odnoszące się do pzebiegu pocesów ekonomicznych w długim okesie, poza tym użyteczność nawet tafnej pognozy jest oganiczona. Poznanie mechanizmów waunkujących pocesy ekonomiczne stwaza natomiast możliwość steowania nimi.. Podstawy metodologiczne pognozowania zmian stuu gospodaczych W badaniach ekonomicznych, dokonywanych na danych o wysokim poziomie agegacji, pzedmiotem szczególnego zainteesowania pozostaje zagadnienie dynamiki zjawisk oaz analiza zależności stuualnych. Aby można było okeślić zależności między składowymi pocesu ekonomicznego, należy odwzoować własności jego elementów na zbioach liczbowych. Odwzoowania można dokonać w wyniku tansfomacji oaz agegacji infomacji. Elementom pocesu gospodaczego są pzypoządkowane watości liczbowe, na óych okeślone są elacje. Zjawiska złożone, wielowymiaowe są opisywane wieloma chaaeystykami o óżnoodnych mianach. ezultat obsewacji =,, sfe gospodaczych, opisanych cechami X j (j =,, m) na obieach {P,, P K } w okesach t (t =,, T ), jest zgomadzony w maciezy: j = KmT m KmT ; ; j KT m KmT, (k =,, K) (t =,, T) ( =,, ) (j =,, (m + + m )). Uzyskanie oceny dla pocesu wielowymiaowego wymaga pzetansfomowania oyginalnych watości. Pzekształcenia takie nazywa się nomowaniem. Poblem ten omówiono obszenie w opacowaniu [6]. Dla zmiennych mających chaae stymu- ()
Póba oceny i tempa zmian infastuuy tanspotowej 0 lant (wszystkie zmienne zostały pzekształcone do tego typu) liniowa funkcja watościująca pzyjęła postać z ( j min j ) k, t j = Fj ( j ) =, () ma j min j k, t k, t gdzie: j watości zmiennych diagnostycznych, F j liniowa funkcja watościująca, zj j watości zmiennych tansfomowanych. Pzekształcone dane do badań poównawczych zgomadzone są w maciezy: z z m ; z z (k =,, K) m zj = zj, (t =,, T) ( =,, ) zkm T zkm T ; zk T z KmT (j =,, (m + + m )). Unomowane mieniki, pozbawione oyginalnych jednostek, można poddać agegacji. Poblemem okazuje się jednak pzypisanie znaczenia poszczególnym składowym, fomułującym zmienną syntetyczną. Najbadziej zgodne z metodologią WAP wydaje się nadanie jednakowej wagi głównym agegatom sfeom składających się na stuuę gospodaczą. Dla badanej infastuuy tanspotowej będą to: infastuua dogowa, infastuua kolejowa oaz zaplecze tanspotu lotniczego. Zsumowanie mieników cząstkowych dla wyóżnionych sfe uchoni ogólny mienik pzed zawyżaniem wpływu wyjściowych chaaeystyk poszczególnych odzajów infastuuy. Zostanie tutaj także wyeliminowany efe ewentualnej nieówności infomacji (óżnej liczby bazowych zmiennych dla poszczególnych gup badanego poblemu). Wskaźniki syntetyczne dla wyóżnionych sfe (infastuua dogowa, kolejowa, lotnicza) {q } dla obieów k w poszczególnych okesach czasu pzyjmują postać: m q = z j = j, (k =,, K) (t =,, T) ( =,, ) (j =,, (m + + m )). Nomowanie cząstkowych wskaźników syntetycznych zapewnia ówny udział w mieniku całościowym wyóżnionych sfe stuuy gospodaczej oaz zapewnia addytywność mieników cząstkowych: () () s k, t k, t ( q min q ) k, t = Fn ( q ) =, ma q min q (k =,, K) (t =,, T) ( =,, ). ()
0 K. KUKUŁA, J. STOJNY Pzekształcone wskaźniki dla sfe infastuuy tanspotowej twozą maciez s s = s M s s s s M M s s, M s (k =,, K) (t =,, T) ( =,, ). (6) Wynikiem agegacji nomowanych wskaźników gupowych { s } jest ocena syntetyczna {s } studiowanego zjawiska dla poszczególnych obieów w okesach t: s = s. (7) = Wskaźniki s chaaeyzują wielowymiaowe zjawisko ze względu na tend ozwojowy. Zależność ta o liniowym chaaeze pzyjmuje postać S = f s ), () gdzie S k pognozowana watość zmiennej syntetycznej dla obieu k w okesie t. Podstawą kwantyfikacji czasowych dyspopocji ozwojowych między badanymi obieami stają się oszacowania paametów tendu liniowego dla zagegowanej zmiennej ( S b0 k + b =, () gdzie dla poszczególnych obieów k: b 0k stała tendu liniowego dla obieu k, b k współczynnik kieunkowy tendu liniowego dla obieu k, t zmienna czasowa wyażona w latach. Ponieważ zaawansowanie ozwojowe obieów jest utożsamiane z poziomami ich zmiennych syntetycznych, a tempo zmian zmiennej syntetycznej (miezone współczynnikiem kieunkowym jej tendu liniowego) intepetowane jako intensywność pzekształceń stuuy gospodaczej, do oszacowania zóżnicowania ozwojowego dwóch hipotetycznych obieów wykozystano więc moment zbieżności tendów liniowych ich zmiennych syntetycznych (jeżeli miał miejsce). Zakes wyównywania dyspopocji ozwojowych jest waunkowany óżnicami w poziomach ozwoju obieów na początku okesu (dla t = ) oaz intensywnością niwelacji óżnic ozwojowych (óżnicami tempa zmian zmiennej syntetycznej). Z oszacowaniem dystansu ozwojowego dzielącego obie słabiej ozwinięty od badziej zaawansowanego mamy do czynienia jedynie w pzypadku, gdy zbieżność tendów liniowych zmiennych syntetycznych (oznaczająca zównanie poziomów zmiennych syntetycznych dla dwóch obieów) zostanie osiągnięta w pzedziale cza-
Póba oceny i tempa zmian infastuuy tanspotowej 0 sowym, w óym dokonywana jest ekstapolacja tendów zmiennej agegatowej. Jest to waunkowane badziej intensywnym ozwojem obieu zacofanego niż obieu wiodącego na początku okesu. Zbieżność tendów liniowych zmiennych syntetycznych w pzedziale czasowym (, T ) należy intepetować jako zównanie poziomów ozwojowych obieów w okesie badania. Wzmiankowaną zbieżność pzed piewszym okesem (dla t < ) należy postzegać jako nasilający się poces ozwastwiania ozwojowego. Pognozowane wyównanie poziomów ozwojowych hipotetycznych obieów A i B zostanie uzyskane na moment {T O }. Oszacowanie watości {T O } jest możliwe po ozwiązaniu układu ównań liniowych ze względu na zmienną t: S A = S B. (0) Dalej, podstawiając za S k oszacowania dla tendów liniowych, otzymujemy b + b t = b b t. () 0 A A 0B + B Dystans czasowy {T d }, niezbędny do wyównania dyspopocji ozwojowych zbieżnych obieów ekonomicznych, można wyznaczyć jako óżnicę okesów: {T O } oaz {T }. T d = T T, () O gdzie: T d czas wyównywania dyspopocji ozwojowych pomiędzy obieami, T O moment, w óym tendy liniowe zmiennych syntetycznych uzyskały zbieżność, T moment, poza óy następuje ekstapolacja tendów dla zmiennych syntetycznych. W konsekwencji tansfomacji {F j ( j )} danych wejściowych poces poównywania obieów dokonuje się w pzestzeni względnej. Luka ozwojowa między dwoma obieami będzie się zwiększać nie tylko w pzypadku bezwzględnego spadku poziomu ozwoju obieu o niższym poziomie ozwoju, ale także w azie naastania elatywnych óżnic ozwojowych.. Pognozowane kieunki zmian infastuuy tanspotowej Badanie opiea się na danych źódłowych, pochodzących z bazy Euomonito. Wykozystuje się w nim infomacje na temat infastuuy dogowej, kolejowej
0 K. KUKUŁA, J. STOJNY oaz infastuuy dla komunikacji lotniczej (tab. ). Badanie obejmuje lata 00. Tabela Bazowe infomacje wykozystane do modelowania infastuuy tanspotowej Typ infastuuy Infastuua dogowa Infastuua kolejowa Infastuua komunikacji lotniczej Wskaźnik bazowy Długość sieci dogowej (km) Gęstość sieci dogowej (km na km ) Odsetek dóg o utwadzonej powiezchni (% całości) Autostady (km) Dogi główne kajowe (km) Dogi egionalne (km) Dogi lokalne (km) Samochody w użyciu o pzeznaczeniu gospodaczym (tys. szt.) Samochody w użyciu osobowe (tys. szt.) Natężenie uchu samochodowego (mln aut/km) Towaowe pzewozy samochodowe (mln ton/km) Pzewozy towaowe koleją (mln ton) Długość linii publicznych kolejowych (km) Liczba pasażeów pzewiezionych koleją (mln osób) Pzewozy kolejowe towaowe (mln ton/km) Pzewozy kolejowe pasażeskie (mln pasażeów/km) Podóże pasażeskie koleją (kilomety/osobę) Towaowe pzewozy lotnicze (mln ton/km) Lotnicze pzewozy pasażeskie (mln pasażeów/km) Długość połączeń lotniczych (mln kilometów) Liczba wylotów wg ozkładu lotów (tys.) Lotnicze pzewozy pasażeskie (tys. pasażeów) Z uwagi na niepoównywalność większości mieników bazowych w oyginalnej fomie między poszczególnymi kajami, do analizy użyto zmienne pzetwozone: w pzeliczeniu na jednostkę powiezchni, liczbę ludności, wielkość pzewozów pasażeskich, wielkość pzewozów towaowych, a dla infastuuy dogowej dodatkowo w elacji do liczby samochodów osobowych i o pzeznaczeniu gospodaczym, obciążenia uchem samochodów osobowych i ciężaowych. W opaciu o watości zmiennej syntetycznej dla każdego obieu zostały wyliczone tendy liniowe kształtowania się tego mienika (tab. ). W pzypadku Łotwy i Słowacji szacunek ten obejmuje okes 00 ze względu na ekstemalnie odbiegające watości w piewszym oku badania. Nieóe modele wyjaśniają elatywnie mniejszą część waiancji zmiennych. Jest to w znacznej mieze spowodowane zmianami w klasyfikacji óżnych odzajów infastuuy (dotyczy to także Polski). Na ysunku zapezentowano gaficznie zależność między zeczywistym
Póba oceny i tempa zmian infastuuy tanspotowej 0 kształtowaniem się wskaźnika syntetycznego, a oszacowanym dla niego tendem liniowym okesie t =,, T.. Bułgaia.0 Czechy.0 Estonia......6.7...6. 0.0 6 7 0. 6 7 0 0.0 6 7 0.6 Litwa. Łotwa. Słowacja Watość nomowanej zmiennej syntetycznej......7.6.... 6 7 Słowenia 6 7 0 0......7.7.7.7.6..... 0.0 6 7 Tucja 6 7 0 0.6...0...0...7 6 7 Węgy 6 7 0 0.0 Polska. umunia.0...6.0... 6 7 0.0 6 7 0 Czas w latach ys.. Watości wskaźnika syntetycznego oaz jego estymowany tend liniowy dla badanych kajów Ź ódł o: Obliczenia własne na podstawie Euomonitoa. Współczynnik kieunkowy (b ) może być intepetowany jako tempo pzebiegu zjawiska. W świetle otzymanych wyników jedynie Polska i umunia wykazywały w badanej gupie względne, ujemne tempo ozwoju (intepetowane jako szybsze pzyosty w pozostałych kajach). Wyniki te nie zapzeczają możliwości wzostu w liczbach bezwzględnych wskaźników dla poszczególnych odzajów infastuuy.
06 K. KUKUŁA, J. STOJNY Wskazują jedynie, że kaje mające wyższe watości zmiennej syntetycznej dokonały większego postępu. Ujemne tempo ozwoju należy postzegać w kategoiach względnych dotyczy ono wyłącznie badanej gupy kajów. Wysokie watości współczynnika kieunkowego wyznaczonych tendów liniowych zmiennych syntetycznych należy postzegać jako ealne szanse doścignięcia kajów zaawansowanych pzez kaje zacofane lub umocnienie swojej pozycji w pzypadku państw badziej ozwiniętych. Kaj Oszacowania tendów liniowych dla zmiennej syntetycznej poziomu ozwoju infastuuy tanspotowej Paamety tendu liniowego b 0 stała b współczynnik kieunkowy Weyfikacja modelu kwadat Istotność modelu Bułgaia 0,07 0,0 0, 0,000 Czechy 0,06 0,0 0,07 0,00 Estonia 0,0 0,07 0, 0,000 Litwa 0,0 0,0 0,7 0,06 Łotwa 0,7 0,00 0,6 0,00 Polska 0,6 0,00 0, 0,00 umunia 0,66 0,00 0, 0,06 Słowacja 0,76 0,007 0,7 0,00 Słowenia 0, 0,0 0,60 0,000 Tucja 0,00 0,000 0, 0,000 Węgy 0,77 0,0 0, 0,007 Ź ódł o: Obliczenia własne na podstawie Euomonito. Tabela Infomacje zawate w tabeli oaz oszacowania dla zmiennych syntetycznych {s } za ok 00 umożliwiły ustalenie dystansu czasowego, dzielącego kaje zacofane od wyżej ozwiniętych oaz posłużyły do wyznaczenia kieunków pzekształceń stuu gospodaczych badanych państw. ezultaty tych szacunków zawiea tabela. Szacowany czas, konieczny na wyównanie poziomów ozwoju dwóch obieów można taować ównież jako diagnozę ich aualnego stanu i pespeyw ozwojowych. Pognozowanie zjawisk ekonomicznych w długich okesach (kilkanaście lat i dłuższych) cechuje się niewielką skutecznością. Wysokie watości dodatnie z tabeli należy intepetować jako tendencję do utzymywania się stałego, elatywnego dystansu ozwojowego pomiędzy obieami, óych dotyczy. Utzymywanie się lub nawet naastanie stałego, względnego dystansu ozwojowego nie pozostaje w spzeczności z moż-
Póba oceny i tempa zmian infastuuy tanspotowej 07 liwością zwiększania się bezwzględnego poziomu ozwoju obieu słabiej zaawansowanego. Jednak jest to możliwe jedynie w sytuacji, gdy obie badziej zaawansowany ozwija się badziej dynamicznie. Pognozowany czas (w latach) i kieunek wyównywania dyspopocji ozwojowych w zakesie infastuuy tanspotowej badanych kajów Tabela Kaj Bułgaia Czechy Estonia Węgy Litwa Łotwa Polska umunia Słowenia Słowacja Tucja s k (00) 0,7 0,7 0,6,000 0, 0, 0,6 0, 0,76 0,70 0,70 Bułgaia 0,7 * * * Czechy 0,7 * 0 * * * Estonia 0,6 0 7 0 7 0 * Węgy,000 * * * * * 0 Litwa 0, 0 * * Łotwa 0, * * * Polska 0,6 0 6 umunia 0, * Słowenia 0,76 * Słowacja 0,70 Tucja 0,70 Ź ódł o: Obliczenia własne na podstawie tabeli. s k (00) nomowana watość zmiennej syntetycznej dla obieu k w oku 00. Aby nie ulec złudnej magii liczb, pognozy czasowe wyównywania poziomów ozwoju pzez poszczególne kaje należy intepetować nie tylko zgodnie z liteą, ale także z duchem metody. Zasady intepetacji oszacowań czasowych zawatych w tabeli są następujące:
0 K. KUKUŁA, J. STOJNY Liczba dodatnia Liczba ujemna * Obie kolumnowy podąża za poziomem ozwoju obieu wieszowego. Obie wieszowy podąża za poziomem ozwoju obieu kolumnowego. Szacowana liczba lat konieczna na wyównanie poziomów ozwoju dwóch obieów. Zbieżność tendów zmiennych syntetycznych dla dwóch obieów została uzyskana po ostatnim okesie, z óego są dostępne dane histoyczne (po 00 ). Zbieżność tendów ozwojowych pomiędzy piewszym i ostatnim okesem, za óe są dostępne dane histoyczne (zbieżność uzyskana z t lat pzed okiem 00). Po wyównaniu poziomów zmiennej syntetycznej obiey wykazują ozbieżne tendy ozwoju. Obie o niższym poziomie zmiennej syntetycznej w oku osiąga w okesie badania wyższy poziom ozwoju i dodatkowo ozwija się badziej dynamicznie. Obie początkowo wyżej ozwinięty stacza się stopniowo na coaz goszą pozycję i nie uzyska poziomu ozwoju ywala, óy go pześcignął. Zbieżność tendów zmiennych syntetycznych dla dwóch obieów uzyskana pzed piewszym okesem, z óego są dostępne dane histoyczne (pzed.). Obie o początkowym wyższym poziomie zmiennej syntetycznej (.) ozwija się dodatkowo badziej dynamicznie niż obie o niższym wyjściowym poziomie ozwoju. Pzy utzymaniu się aualnych tendencji obie zacofany nie osiągnie poziomu ozwoju obieu badziej zawansowanego. Legenda: EE Estonia HU Węgy SI Słowenia CZ Czechy LV Łotwa T Tucja LT Litwa BG Bułgaia PL Polska SK Słowacja ys.. Pozycjonowanie państw ze względu na poziom ozwoju w 00. i tempo jego zmian w okesie badania Ź ódł o : Obliczenia własne na podstawie tab. i tab.. elacje między obieami ze względu na poziom zmiennej syntetycznej i śednie tempo jego zmian w okesie 00 (miezone współczynnikiem b tendu liniowego) pzedstawiono na ysunku. Na wykesie zapezentowano wynik gupowania obieów na pięć klas. Klasyfikację pzepowadzono z wykozystaniem hieachicznej
Póba oceny i tempa zmian infastuuy tanspotowej 0 analizy skupień z metodą aglomeacji śedniej odległości między skupieniami. Miaa odległości obieów kwadat odległości euklidesowej (tab. ). Tabela Chaaeystyka gup państw wyóżnionych na ysunku Gupa Kaj Symbol Chaaeystyka gupy Estonia EE Węgy HU Słowenia SI Czechy CZ Łotwa LV Tucja T Litwa LT Bułgaia BG Polska PL Słowacja SK umunia O Najwyższy poziom ozwoju infastuuy, wysokie tempo jej ozwoju. Dobze ozwinięta infastuua dogowa i kolejowa. Infastuua tanspotu lotniczego na śednim poziomie. Wysoki poziom ozwoju infastuuy, śednie tempo jej ozwoju. W Słowenii i na Łotwie badzo dobze ozwinięta infastuua dogowa, niższy jej poziom odnotowano w Czechach. W Słowenii i w Czechach wysokie oceny uzyskała infastuua tanspotu lotniczego. W Czechach i na Łotwie na wysokim poziomie znajduje się infastuua kolejowa. Jej poziom w Słowenii jest niski. Śedni poziom ozwoju infastuuy, śednie tempo jej zmian. Mimo iż oba państwa zostały zakwalifikowane do jednej gupy, pofile ich gospodaek badzo się óżnią: w Tucji na najwyższym poziomie znajduje się infastuua tanspotu lotniczego, na Litwie dobze funkcjonuje tanspot dogowy i niewiele poniżej śedniej tanspot kolejowy, natomiast oba z wymienionych odzajów infastuuy zyskały badzo słabe oceny w Tucji. Niski poziom ozwoju infastuuy, wolne tempo jej zmian. Wszystkie odzaje infastuuy uzyskały ocenę poniżej śedniej. Stosunkowo na najwyższym poziomie znajduje się infastuua kolejowa. W Polsce i Bułgaii elatywnie na wyższym poziomie znajduje się infastuua tanspotu lotniczego (zyskała nomowaną ocenę syntetyczną w ganicach 0,. Nieznacznie niższą ocenę dla infastuuy dogowej uzyskały Bułgaia i Słowacja. W Polsce ten odzaj infastuuy jest ozwinięty wyjątkowo słabo. Najniższy poziom ozwoju infastuuy, najwolniejsze tempo jej zmian. Słabo ozwinięte wszystkie odzaje infastuuy.
0 K. KUKUŁA, J. STOJNY Więcej infomacji dotyczącej stanu zaawansowania ozwojowego obieów, w zależności od typu infastuuy, dostacza ysunek. odzaj infastuuy Poziom nomowanej zmiennej syntetycznej w oku 00 ys.. Pofile wyóżnionych gup kajów ze względu na odzaj infastuuy tanspotowej Ź ódł o: Obliczenia własne. ysunek daje możliwość zapoznania się ze specyfiką zidentyfikowanych skupisk badanych państw pod względem stanu zaawansowania infastuuy tanspotu dogowego. Kategoię samochody należy taować ogólnie jako tabo samochodowy zaówno auta osobowe, jak i śodki tanspotu o pzeznaczeniu gospodaczym.
Póba oceny i tempa zmian infastuuy tanspotowej odzaj infastuuy Poziom nomowanej zmiennej syntetycznej w oku 00 ys.. Pofile wyóżnionych gup kajów ze względu na stan ozwoju infastuuy tanspotu dogowego Ź ódł o : Obliczenia własne. Bibliogafia [] BOYS T., Kategoie jakości w statystycznej analizie poównawczej, Pace Naukowe Akademii Ekonomicznej we Wocławiu, n, Seia: Monogafie i opacowania n,. [] CIEŚLAK M., Modele zapotzebowania na kady kwalifikowane, PWN, Waszawa 76. [] GABIŃSKI T., Wielowymiaowa analiza poównawcza w badaniach dynamiki zjawisk ekonomicznych, Zeszyty Naukowe Akademii Ekonomicznej w Kakowie, seia specjalna: Monogafie, n 6, Kaków. [] GABIŃSKI T., WYDYMUS S., ZELIAŚ A., Metody taksonomii numeycznej w modelowaniu zjawisk społeczno-gospodaczych, PWN, Waszawa. [] KUKUŁA K., Statystyczne metody analizy stuu ekonomicznych, Wydawnictwo Edukacyjne, Kaków 6. [6] KUKUŁA K., Metoda unitayzacji zeowanej, PWN, Waszawa 000. [7] NOWAK E., Metodyka statystycznych analiz poównawczych efeywności obieów olniczych, Pace Naukowe Akademii Ekonomicznej we Wocławiu, n, Seia: Monogafie i opacowania, n,.
K. KUKUŁA, J. STOJNY [] STAHL D., Popozycja konstukcji miay syntetycznej, Pzegląd Statystyczny 7, n. [] STAHL D., Metody pogamowania ozwoju społeczno-gospodaczego, PWE, Waszawa 0. An attempt at evaluating the diection and tempo of the tanspot infastuctue tansfomation in new EU membes and EU aspiing counties The pape pesents the divesity of the tanspot infastuctue development in new EU membes and counties aspiing to that oganisation. Diections and the tempo of this phenomenon tansfomation ae consideed, as well. A statistical analysis is employed to chaacteise multivaiate phenomenon by ceation of an aggegate vaiable. The methodology of building up this measue encompasses nomalisation pocess of diagnostic chaacteistics (zeoed unitaisation). The outcome of the eseach is a typology of counties accoding to the developmental level of an issue unde investigation. Subsequently the eseach focuses on the pognosis of diections of the infastuctue tansfomation in individual counties. The foecast includes the time estimate of developmental dispopotions equalization. Keywods: multivaiate analysis, tanspot infastuctue