Łukasz Kozar – Ocena zrównoważonego rozwoju województw w zakresie zdrowia publicznego a wydatki na ochronę zdrowia jednostek samorządu terytorialnego

(1)

JCMBF • www.jcmbf.uni.lodz.pl 21 Journal of Capital Market and Behavioral Finance • 2016, Vol. 1(3), p. 21–34

Łukasz Kozar, Ocena zrównoważonego rozwoju województw…

OCENA ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU

WOJEWÓDZTW W ZAKRESIE ZDROWIA

PUBLICZNEGO A WYDATKI NA OCHRONĘ

ZDROWIA JEDNOSTEK SAMORZĄDU

TERYTORIALNEGO

Łukasz Kozar*

Abstrakt Artykuł przedstawia wyniki oceny sytuacji województw w zakresie zdrowia publicznego w kontekście realizacji koncepcji zrównoważonego rozwoju. Wnio-ski zostały sformułowane w oparciu o analizę wyników porządkowania liniowe-go za pomocą metody wzorcowej Z. Hellwiga oraz metody sum. W artykule wskazano również na zależności, jakie występują między otrzymaną w bada-niu sytuacją województw w zakresie zdrowia publicznego a wydatkami po-szczególnych grup jednostek samorządu terytorialnego na ochronę zdrowia. Z analiz wynika, iż najlepszą sytuacją w 2014 r. cechowało się województwo mazowieckie. Z kolei syntetyczna miara rozwoju, otrzymana za pomocą meto-dy Z. Hellwiga, wskazuje, iż wszystkie województwa w Polsce charakteryzo-wały się złą i bardzo złą sytuacją pod względem zdrowia publicznego w 2014 r.

Słowa kluczowe zrównoważony rozwój, zdrowie publiczne.

WSTĘP

Koncepcja zrównoważonego rozwoju coraz częściej brana jest pod rozważa-nia w różnego rodzaju badarozważa-niach mających na celu pełniejsze niż do tej pory zo-brazowanie na danym obszarze rzeczywistości społeczno-gospodarczej. Przyczyn takiego faktu należy doszukiwać się w wielowymiarowości wspominanej idei. Chodzi tutaj przede wszystkim o to, iż kładzie ona zasadniczy nacisk na wzajemne przenikanie się aspektów społecznych, ekonomicznych oraz środowiskowych

* Wydział Ekonomiczno-Socjologiczny, Uniwersytet Łódzki.

ACCEPTED: 05th

June 2016 PUBLISHED: 30th

(2)

JCMBF • www.jcmbf.uni.lodz.pl 22

Journal of Capital Market and Behavioral Finance • 2016, Vol. 1(3), p. 21–34

(tzw. łady zrównoważonego rozwoju) [Borys 2011, s. 75–81]. W niektórych ana-lizach badacze przedmiotu dodatkowo wymieniają również aspekty instytucjonal-no-polityczne [Burchard-Dziubińska 2014, s. 23]. Stąd też wnioskowania doko-nywane przy wykorzystaniu wskaźników zrównoważonego rozwoju są bardziej kompleksowe, gdyż odzwierciedlają w pełniejszy sposób zachodzące przeobraże-nia w życiu społeczno-gospodarczym, niż te rozważaprzeobraże-nia, u podstaw których leżą tylko zmienne wywodzące się z jednej wąskiej grupy tematycznej.

Wspomniana koncepcja, poprzez swoje wskaźniki, odwołuje się do licz-nych obszarów tematyczlicz-nych. Wśród nich można wymienić m.in. wykluczenie społeczne, zmiany klimatyczne, rynek pracy czy też obszar zdrowia publiczne-go [Wskaźniki zrównoważonepubliczne-go rozwoju Polski, 2011, s. 17–176]. Ten ostatni, autor w niniejszym artykule, rozważać będzie jako pewien zespół czynników związanych ze zdrowiem wpływających zarówno pozytywnie, jak i negatywnie na daną osobę oraz jej otoczenie.

W literaturze przedmiotu wskazuje się, iż zdrowie warunkuje jakość życia danej jednostki, a więc wpływa na jej dobrobyt [Wnuk i in. 2013, s. 10–16]. Z praktycznego punktu widzenia dobra kondycja zdrowotna niesie za sobą wiele istotnych następstw, zarówno dla danej osoby, jak i funkcjonowania państwa. Stan taki przede wszystkim pozwala jednostce na samodzielną egzystencję w społeczeństwie, a więc m.in. na swobodne uczestnictwo w rynku pracy. Z kolei z punktu widzenia funkcjonowania państwa dobry stan zdrowia społe-czeństwa odciąża budżet w zakresie konieczności chociażby wypłacania świad-czeń zdrowotnych/rehabilitacyjnych.

Dynamiczny rozwój medycyny w ostatnich latach oraz rosnący dostęp do usług medycznych przekłada się na wzrost długości życia ludności czy też jego jakość. Niemniej jednak wraz z rozwojem cywilizacyjnym pojawiają się nowe problemy w zakresie zdrowia publicznego. Są ona związane obecnie przede wszystkim ze sposobem odżywiania, zanieczyszczeniem środowiska czy też stylem życia [Carrera-Bastos i in. 2011, s. 15–35]. Ponadto sam wzrost długości życia ludności oraz fakt starzenia się społeczeństw implikuje konieczność zmie-rzenia się systemów ochrony zdrowia z problemami zdrowotnymi wieku pode-szłego [Łobodzińska 2016, s. 128–142]. Jak pokazuje praktyka życia codzienne-go bywa z tym różnie, co też przyczynia się do zróżnicowania obszarowecodzienne-go sytuacji dotyczącej poziomu ochrony zdrowia.

Stąd też celem poniższego artykułu jest ocena pozycji województw w za-kresie zdrowia publicznego w 2014 r. W tym celu została przeprowadzona wie-lowymiarowa analiza porównawcza oparta na metodzie wzorcowej Z. Hellwiga oraz metodzie sum. Dodatkowo autor wykazał, jakie zależności zachodzą mię-dzy sytuacją opisującą zdrowie publiczne a wysokością finansowania ochrony zdrowia przez jednostki samorządu terytorialnego (JST) w poszczególnych wo-jewództwach.

(3)

1. WYBÓR WSKAŹNIKÓW OPISUJĄCYCH SYTUACJĘ W OBSZARZE ZDROWIA PUBLICZNEGO W UJĘCIU REGIONALNYM

Pomiary związane z określeniem sytuacji województw w obszarze zdrowia publicznego wymagają uwzględnienia wielu różnorodnych zmiennych. Muszą swoim zakresem obejmować zmiany demograficzne, ocenę zdrowia publiczne-go, propagowane wzorce konsumpcyjne czy też środowisko pracy zawodowej. Już w tym miejscu należy również zaznaczyć, iż niektóre z czynników mogą-cych determinować sytuację w regionach pod względem zdrowia publicznego są uwarunkowane kulturowo (np. nawyki żywieniowe wynikające z praktyk reli-gijnych). Tego rodzaju zmiennych nie sposób przedstawić w sposób syntetycz-ny, a więc zostaną pominięte w niniejszych analizach.

Etap wyboru zmiennych do analiz jest niezmiernie ważny, gdyż od niego w głównej mierze zależą otrzymane wyniki. Stąd też autor przy konstruowaniu odpowiedniego zbioru wyjściowego (potencjalnego) zestawu zmiennych oparł się na dotychczas już prowadzonych i obszernie omawianych w literaturze przedmiotu badaniach, dotyczących uwarunkowań zdrowia publicznego w Pol-sce czy też w innych państwach członkowskich UE [Roszkowska i Filipowicz--Chomko 2016, s. 76–97]. Kluczowe przy wytypowaniu wskaźników do niniej-szego badania okazało się opracowanie GUS, wskazujące na podstawowe zmienne, które należy brać pod rozważania opisując zrównoważony rozwój [Wskaźniki zrównoważonego rozwoju Polski, 2011, s. 17–176].

Biorąc pod uwagę powyżej przedstawiony wywód, dotyczący wskaźników opisujących sytuację województw w obszarze zdrowia publicznego w kontek-ście dążeń do zrównoważonego rozwoju, wytypowano następujący zestaw cech diagnostycznych:

– X1 – przeciętne dalsze trwanie życia mężczyzn w wieku 65 lat,

– X2 – przeciętne dalsze trwanie życia mężczyzn w momencie urodzenia,

– X3 – przeciętne dalsze trwanie życia kobiet w wieku 65 lat,

– X4 – przeciętne dalsze trwanie życia kobiet w momencie urodzenia,

– X5 – zarejestrowani w poradniach dla osób z zaburzeniami psychicznymi

uzależnieni od alkoholu na 1000 mieszkańców,

– X6 – zgony niemowląt na 1000 urodzeń żywych,

– X7 – samobójstwa na 10 tys. mieszkańców,

– X8 – zgony osób z powodu chorób układu krążenia na 100 tys. ludności,

– X9 – zgony z powodu nowotworów ogółem na 100 tys. ludności,

– X10 – łóżka w szpitalach ogólnych na 10 tys. ludności,

– X11 – łóżka na oddziałach kardiologicznych na 10 tys. ludności,

– X12 – łóżka na oddziałach onkologicznych na 10 tys. ludności,

(4)

– X14 – zatrudnienie w warunkach zagrożenia na 1000 zatrudnionych w

za-kładach objętych badaniem w danej zbiorowości,

– X15 – przeciętne miesięczne spożycie warzyw na 1 osobę w

gospodar-stwach domowych (w kg),

– X16 – lekarze posiadający prawo wykonywania zawodu medycznego na

10 tys. ludności.

Wartości powyżej wskazanych wskaźników zostały przedstawione w odnie-sieniu do 2014 r. (tab. 1). Na wyborze tego roku do badań zaważyła konieczność jednoczesnego spełnienia trzech podstawowych kryteriów. Otóż dane pozyskane do badań powinny być jak najbardziej zbliżone do aktualnego stanu rzeczy, do-stępne oraz kompletne dla wytypowanych w analizie teoretycznej zmiennych. Źródłem danych dla 16 badanych województw był Bank Danych Lokalnych Głównego Urzędu Statystycznego (BDL GUS). Biorąc pod uwagę konieczność przeprowadzenia wielowymiarowej analizy porównawczej, m.in. w oparciu o obraną uprzednio metodę wzorcową, autor wyznaczył na tym etapie wartości wzorcowe dla wszystkich analizowanych zmiennych. Cechowały się one tym, iż w przypadku destymulant (wskaźników wpływających negatywnie na opisywa-ną sytuację) wartość wzorcowa odpowiadała najniższej wartości danego wskaź-nika, z kolei dla stymulant (wskaźników wpływających pozytywnie na opisywa-ną sytuację) była to wartość najwyższa. Obrany wzorzec określał więc najbar-dziej korzystny i realnie osiągnięty poziom sytuacji w obszarze zdrowia pu-blicznego w 2014 r. Należy w tym miejscu zaznaczyć, iż w literaturze przedmio-tu nie ma określonego docelowego poziomu, jakim powinny cechować się bada-ne wskaźniki, aby mówić o zrównoważonym rozwoju w zakresie zdrowia pu-blicznego. Stąd też otrzymane wyniki porządkowania w postaci syntetycznego miernika uzyskanego za pomocą metody Z. Hellwiga będą wskazywały bliższą pozycję względem wzorca przyjętego przez autora, niż mogłoby to wynikać z sytuacji optymalnej (nieokreślonej dotychczas przez badaczy). Niemniej jed-nak wybrany w powyżej przytoczony sposób wzorzec jest najbliższy docelowej sytuacji, do której powinny dążyć wszystkie województwa w zakresie zdrowia publicznego. Uzyskanie lepszego stanu niż zakłada wzorzec w kolejnych latach oznaczać może znaczącą poprawę opisywanej sytuacji.

W zbiorze 16-stu wytypowanych podczas analizy teoretycznej wskaźników określających sytuację województw w obszarze zdrowia publicznego, cechy X5,

X6, X7, X8, X9, X14 mają charakter destymulant, pozostałe są stymulantami.

Dobrany i ukształtowany w wyżej przedstawiony sposób zbiór zmiennych wyjściowych został w następnym kroku poddany analizie statystycznej mającej na celu określenie zdolności dyskryminacyjnej wytypowanych wskaźników, czyli ich zmienności względem badanych obiektów [Panek2009, s. 19]. Przy wskazanej analizie wykorzystano klasyczny współczynnik zmienności (1–3).

(5)

Tabela 1. Wybrane wartości wskaźników opisujących woj. w obszarze zdrowia publicznego w 2014 r

Wskaźnik S/D* Min/max** _wskaźnikaWartość Województwo Wartość wzorcowa X1 S min 15,3 łódzkie 16,5 max 16,5 małopolskie X2 S min 71,7 łódzkie 75,3 max 75,3 małopolskie X3 S min 19,5 śląskie 20,7 max 20,7 podlaskie X4 S min 80,4 śląskie 82,2 max 82,2 podkarpackie X5 D min 3,2 pomorskie 3,2 max 8,9 lubuskie X6 D min 3,1 świętokrzyskie 3,1 max 5,3 zachodniopomorskie X7 D min 0,8 warmińsko-mazurskie 0,8 max 2,3 lubuskie X8 D min 356,0 wielkopolskie 356,0 max 545,7 świętokrzyskie X9 D min 200,3 podkarpackie 200,3 max 291,5 łódzkie X10 S min 40,5 pomorskie 56,2 max 56,2 śląskie X11 S min 1,6 lubuskie 3,3 max 3,3 łódzkie X12 S min 1,0 opolskie 2,0 max 2,0 opolskie X13 S min 0,5 świętokrzyskie 3,0 max 3,0 zachodniopomorskie X14 D min 36,8 mazowieckie 36,8 max 178,5 śląskie X15 S min 7,7 wielkopolskie 10,8 max 10,8 świętokrzyskie X16 S min 25,4 opolskie 47,8 max 47,8 mazowieckie * S – stymulanta, D – destymulanta,

** min – oznacza najniższą wartość badanego wskaźnika, jaka została osiągnięta wśród ba-danych województw w danym roku,

max – oznacza największą wartość badanego wskaźnika, jaka została osiągnięta w da-nym roku.

(6)

   

,

j j j k

x

S

x

V



j1,2,,m, (1) gdzie: j

x – średnia arytmetyczna wartości j-tej zmiennej, przy czym:

, 1 n x x n i ij j



  (2)

 

xj

S – odchylenie standardowej j-tej zmiennej, przy czym:

 

1





. 2 1 1 2        _ 



n i j ij j x x n x S (3)

W przypadku stwierdzenia zbyt małego zróżnicowania zmiennej w prze-prowadzonej analizie zmienności dochodziło do eliminacji tej zmiennej ze zbio-ru zmiennych diagnostycznych. W badaniu dochodziło do takiej sytuacji, kiedy wartość progowa zmiennej (



) spełniała następujący wymóg



0,1. W takim przypadku zachodziła następująca relacja:

 

x_j 



,

V

(4)

Tabela 2. Współczynnik zmienności zmiennych diagnostycznych użytych w badaniu

Zmienna _{współczynnika}Wartość Zmienna _{współczynnika}Wartość X1 0,023 X9 0,090 X2 0,012 X10 0,082 X3 0,019 X11 0,224 X4 0,009 X12 0,198 X5 0,281 X13 0,482 X6 0,158 X14 0,363 X7 0,255 X15 0,095 X8 0,134 X16 0,209

(7)

Analiza statystyczna polegająca na wyznaczeniu współczynnika zmienności, wykluczyła z dalszych badań następujące zmienne: X1,X2, X3,X4,X9,X10, X15

(tab. 2). Wskaźniki te cechują się małą wartością informacyjną, a więc są nie-przydatne w dalej przeprowadzanych badaniach.

Współczynniki zmienności wytypowanych wskaźników do ostatecznego zbioru zmiennych diagnostycznych oraz zastosowanie metody parametrycznej Z. Hellwiga pozwalają na stwierdzenie, iż wartość informacyjna wybranych wskaźników jest wystarczająca dla przeprowadzenia wielowymiarowej analizy porównawczej (WAP).

2. TRANSFORMACJA ZMIENNYCH DIAGNOSTYCZNYCH

Przed zastosowaniem metod wielowymiarowej analizy porównawczej na zbiorze zmiennych diagnostycznych przeprowadzono ich transformację. Jej celem było ujednolicenie charakteru przyjętych w niniejszej analizie zmiennych, dopro-wadzenie ich do wzajemnej porównywalności, zastąpienie różnych zakresów zmienności poszczególnych zmiennych zakresem stałym oraz wyeliminowanie z obliczeń ujemnych wartości tak opracowanych zmiennych [Grabiński i in. 2013, s. 33–39]. W związku z powyżej przyjętymi założeniami co do charakteru dalsze-go opracowania zbioru zmiennych diagnostycznych, w pierwszej kolejności zosta-ła przeprowadzona stymulacja zmiennych. Polegazosta-ła ona na przekształceniu różni-cowym destymulant (X5, X6, X7, X8, X14) w stymulanty (5).

,

D ij S ij

a

bx

x





i1,2,,n; j1,2,,m;b0, (5) gdzie: S ij

x

– wartość j-tej zmiennej po przekształceniu w stymulantę w i-tym

obiekcie,

,

D ij

x

– wartość j-tej zmiennej destymulanty w i-tym obiekcie,

a – stała przyjmowana w sposób arbitralny, w tym wypadku a0,

b – stała przyjmowana w sposób arbitralny, w tym wypadku

b



1 .

W efekcie przeprowadzenia stymulacji destymulant zbiór zmiennych dia-gnostycznych został ujednolicony pod względem ich preferencji. Uzyskano więc zbiór zmiennych diagnostycznych charakteryzujący się następującą zależnością – im wskaźnik liczbowy opisujący daną zmienną był wyższy, tym jego wartość

(8)

przyczyniała się do korzystniejszej oceny sytuacji danego województwa w ob-szarze zdrowia publicznego na tle pozostałych województw w kraju.

Następnie, ze względu na to, iż wybrane do badań zmienne charakteryzowa-ły się różnymi jednostkami miar, przeprowadzono normalizację zakresu zmien-ności dla wszystkich 9-ciu zmiennych diagnostycznych. W tym celu zostało zastosowane przekształcenie normalizacyjne w oparciu o klasyczną standaryza-cję (6).

 

,

j j ij ij

x

S

x

z





i1,2,,n; j1,2,,m, (6) gdzie: ij

z – znormalizowana wartość j-tej zmiennej w i-tym obiekcie. Znormalizowane zmienne w ostatnim kroku transformacji poddano procedu-rze wyeliminowania ujemnych wartości zmiennych (7–8). Dzięki stałej



, która powodowała przesunięcie na skali w górę wartości wszystkich zmiennych o jed-nakową wielkość, została zachowana wzajemna relacja między badanymi zmien-nymi. i1,2,,n; j1,2,,m, (7)

przy czym:

 

,

5

1 }

{

min

,j

z

ij

S

z

i









(8)

gdzie:

 

z

S – odchylenie standardowe obliczone ze wszystkich elementów

macierzy znormalizowanych danych wejściowych.

Przeprowadzona w wyżej opisany sposób transformacja zmiennych diagno-stycznych przyczyniła się do odpowiedniego ich wystandaryzowania tak, aby mogły zostać poddane w dalszym etapie porządkowaniu liniowemu obiektów w oparciu o obrane uprzednio metody. W niniejszym badaniu, ze względu na konieczność wskazania różnic między województwami w sytuacji dotyczącej obszaru zdrowia publicznego, wykorzystano metodę wzorcową (metoda wzorca

(9)

rozwoju Z. Hellwiga) oraz metodę sum. Metoda wzorcowa uporządkowała wo-jewództwa względem wcześniej już przyjętego pożądanego wzorca rozwoju. Z kolei metoda sum pozwoliła na uporządkowanie województw ze względu na poziom rozwoju w zakresie zdrowia publicznego (od województwa z najbardziej korzystną sytuacją do najmniej). Do przeprowadzenia tego etapu badań wyko-rzystano program Stata.

3. OCENA POSTĘPÓW WOJEWÓDZTW W KIERUNKU ZRÓWNOWAŻONEGO ROZWOJU W OBSZARZE ZDROWIA PUBLICZNEGO

W celu porównania poziomu sytuacji w obszarze zdrowia publicznego mię-dzy poszczególnymi województwami, przed wykonaniem porządkowania linio-wego tych struktur za pomocą metody wzorcowej przyjęto kryteria oceny sytu-acji. Zostały one przedstawione na pięciostopniowej skali Likerta uwzględniają-cej możliwą do uzyskania wartość syntetycznej miary rozwoju (SMR). I tak, w omawianym przypadku sytuacja może być:

– bardzo dobra – wartości SMR w przedziale [0,8; 1,0], – dobra – wartości SMR w przedziale [0,6; 0,8],

– umiarkowana – wartości SMR w przedziale [0,04; 0,6], – zła – wartości SMR w przedziale [0,2; 0,4],

– bardzo zła – wartości SMR w przedziale [0,0; 0,2].

Wartości miernika syntetycznego wyznaczone dla województw w obsza-rze zdrowia publicznego w 2014 r. za pomocą metody wzorca rozwoju Z. Hellwiga zostały zaprezentowane w tab. 3. Najlepszą sytuacją na tle wszystkich badanych województw w zakresie zdrowia publicznego cechowało się woj. mazowieckie.

W otrzymanych w prezentowanym badaniu rankingach istnieje dość duża zgodność co do pozycji zajmowanych przez poszczególne województwa (zob. tab. 3). Województwo mazowieckie oraz opolskie w otrzymanych zestawieniach uzyskały taką samą pozycję. W przypadku 13-tu województw nastąpiły nie-znaczne przesunięcia w górę lub w dół miejsca między poszczególnymi rankin-gami (1–3 miejsca). Największe różnice w miejscach zajmowanych przez woje-wództwa w poszczególnych rankingach, ze względu na sytuację opisującą zdro-wie publiczne, obserwuje się w przypadku województwa warmińsko-mazur-skiego oraz podlawarmińsko-mazur-skiego. Zastosowanie metod Z. Hellwiga pozwala na stwier-dzenie, iż w 2014 r. wszystkie badane województwa cechowały się złą (9 woje-wództw) lub też bardzo złą (7 wojewoje-wództw) sytuacją w zakresie zdrowia pu-blicznego.

(10)

Tabela 3. Wyniki porządkowania województw pod względem sytuacji w obszarze zdrowia publicznego Województwo Metoda: Z. Hellwiga Sum Wartość zmiennej syntetycznej Lokata Wartość zmiennej syntetycznej Lokata Dolnośląskie 0,185 10 0,350 11 Kujawsko-pomorskie 0,184 11 0,412 8 Lubelskie 0,220 7 0,409 9 Lubuskie 0,051 15 0,179 14 Łódzkie 0,228 4 0,552 6 Małopolskie 0,359 2 0,770 3 Mazowieckie 0,392 1 1,000 1 Opolskie 0,033 16 0,000 16 Podkarpackie 0,172 12 0,303 13 Podlaskie 0,222 5 0,395 10 Pomorskie 0,339 3 0,887 2 Śląskie 0,218 8 0,501 7 Świętokrzyskie 0,076 14 0,161 15 Warmińsko-mazurskie 0,217 9 0,622 4 Wielkopolskie 0,221 6 0,586 5 Zachodniopomorskie 0,135 13 0,313 12

Źródło: opracowanie własne na podstawie danych BDL GUS [data dostępu: 21.10.2016].

4. SYTUACJA W OBSZARZE ZDROWIA PUBLICZNEGO A WYDATKI NA OCHRONĘ ZDROWIA JEDNOSTEK SAMORZĄDU TERYTORIALNEGO

Sytuacja w zakresie finansowania ochrony zdrowia w Polsce od początku lat 90. XX w. uległa kilku zasadniczym transformacjom [Nawrolska 2011, s. 365–378]. Do najistotniejszej, która zasadniczo odcisnęła swoje piętno na funkcjonowaniu JST, doszło 1 stycznia 1999 r. Wówczas wraz z nową reformą administracyjną kraju wprowadzającą trójstopniowy podział JST struktury te wy-posażono w zadania i kompetencje w zakresie ochrony zdrowia. W wyniku wska-zanej zmiany, na poziom gmin, powiatów oraz województw została przerzucona odpowiedzialność za poprawę funkcjonowania ochrony zdrowia w Polsce.

Kierunek tak dokonanych zmian trudno oceniać, gdyż jak pokazały ostatnie lata jest on zarówno pozytywny, jak i negatywny. Wśród pozytywnych aspektów związanych z przerzuceniem odpowiedzialności za służbę zdrowia na JST nale-ży wskazać przede wszystkim to, iż zadanie publiczne, jakim jest zapewnienie odpowiedniego poziomu służby zdrowia, realizowane jest jak najbliżej

(11)

obywate-JCMBF • www.jcmbf.uni.lodz.pl 31 Journal of Capital Market and Behavioral Finance • 2016, Vol. 1(3), p. 21–34

la [Guziejewska2007, s. 5–18]. JST mogę więc reagować szybciej na zmieniają-cą się rzeczywistość społeczno-gospodarczą w zakresie zdrowia publicznego na poziomie regionalnym oraz lokalnym, niż miałoby to miejsce w przypadku pań-stwa. Z drugiej zaś strony negatywnym następstwem wynikającym z wprowa-dzonych zmian jest przeniesienie problemów związanych z gospodarką podmio-tów leczniczych na JST, które zostały w wyniku zmian organami założycielski-mi dla większości szpitali czy też przychodni ambulatoryjnych opieki zdrowot-nej [Golinowska i in. 2008, s. 28–29; Bukowska-Pietrzyńska 2011, s. 354–377].

Jak wynika z dostępnych danych za 2014 r., spośród wszystkich JST, naj-więcej środków na ochronę zdrowia przeznaczały powiaty oraz miasta na pra-wach powiatu (tab. 4). Największe wydatki na ochronę zdrowia miały miejsce w województwie mazowieckim, z kolei najmniej środków zostało wydane na ten cel przez JST w województwie opolskim.

Tabela 4. Wydatki na ochronę zdrowia jednostek samorządu terytorialnego w skali woj. w 2014 r.

Polska/Województwo

Wydatki na ochronę zdrowia w tys. zł przez:

Gminy Powiaty Miasta na prawach powiatu Województwo Razem Polska 561 312,9 1 273 988,1 1 065 179,5 774 720,4 3 675 201,0 Dolnośląskie 65 391,9 127 030,4 44 897,2 52 245,3 289 564,8 Kujawsko-pomorskie 24 246,3 80 091,7 70 928,7 21 963,9 197 230,7 Lubelskie 21 515,4 78 707,8 33 613,2 78 313,0 212 149,5 Lubuskie 16 885,9 39 286,4 10 526,1 16 683,6 83 382,0 Łódzkie 45 860,3 85 456,9 57 945,2 32 262,0 221 524,4 Małopolskie 48 122,8 81 019,2 77 123,4 58 905,7 265 171,2 Mazowieckie 70 395,2 153 699,5 311 106,6 107 853,0 643 054,4 Opolskie 17 113,5 31 432,1 8 607,6 5 344,0 62 497,3 Podkarpackie 26 920,2 105 063,9 22 764,8 46 107,9 200 856,9 Podlaskie 13 823,5 52 134,3 15 665,4 50 391,2 132 014,5 Pomorskie 34 257,7 63 812,4 43 458,6 51 267,7 192 796,4 Śląskie 48 202,3 61 396,3 247 739,4 91 610,5 448 948,5 Świętokrzyskie 20 095,8 52 503,3 16 411,9 47 806,5 136 817,5 Warmińsko--mazurskie 21 694,1 65 835,8 22 977,4 9 622,6 120 129,9 Wielkopolskie 53 318,4 124 170,2 40 558,5 59 266,1 277 313,2 Zachodniopomorskie 33 469,4 72 347,7 40 855,4 45 077,4 191 749,9

(12)

Miarą statystyczną, która pozwala na ocenę zgodności uzyskanych w obli-czeniach uporządkowań pod względem sytuacji województw w obszarze zdro-wia publicznego z wielkością wydatków na służbę zdrozdro-wia przez JST jest współczynnik korelacji rang Spearmana (9). Współczynnik ten przyjmuje war-tość z przedziału –1,1, a jego znak informuje o charakterze uporządkowań (dodatni – uporządkowanie zgodne; ujemny – uporządkowanie niezgodne). Zgodność uporządkowania jest tym większa, im współczynnik korelacji rang Spearmana jest bliższy jedności.





,

)

1

6

1

₂1 2









n

d

r

n i i s (9) gdzie: i

d

– różnice między rangami zmiennych syntetycznych,

n – liczba obiektów.

Tabela 5. Stopień zgodności wyników między otrzymanymi miarami syntetycznymi sytuacji w obszarze zdrowia publicznego a wydatkami przeznaczanymi na ten cel przez JST w 2014 r.

Uporządkowania według

Metody: Wydatki na ochronę zdrowia przez:

Z. He ll wig a S um G m in y P o wia ty M ias ta n a p ra wa ch p o wia tu W ojew ód ztw o R azem M eto d y : Z. Hellwiga 1,0000 Sum 0,8882 1,0000 Wy d at k i na o ch ro nę z d ro wia p rz ez : Gminy 0,5471 0,6147 1,0000 Powiaty 0,4853 0,4853 0,7912 1,0000 Miasta na prawach powiatu 0,6353 0,7118 0,8265 0,6235 1,0000 Wojewódz-two 0,6412 0,4882 0,6206 0,4676 0,5735 1,0000 Razem 0,6059 0,5471 0,8912 0,7824 0,8265 0,8147 1,0000 Źródło: obliczenia własne w programie Stata.

(13)

W tabeli 5 zestawiono wartości obliczonych współczynników korelacji rang Spearmana między miarami syntetycznymi opisującymi sytuację w obszarze zdrowia publicznego, które zostały otrzymane w prezentowanych w niniejszym artykule badaniach a wydatkami ukierunkowanymi na ochronę zdrowia na ob-szarze województw przez poszczególne JST w 2014 r.

Otrzymane wysokie wartości współczynników korelacji rang Spearmana potwierdzają silną zależność między uporządkowaniem województw pod względem sytuacji zdrowia publicznego otrzymanych metodą wzorca rozwoju Z. Hellwiga oraz metodą sum. Fakt ten świadczy o tym, iż w badaniach ukierun-kowanych na porównanie rozważanej w niniejszym artykule sytuacji można wykorzystać jedną z omówionych metod. W przypadku uporządkowania woje-wództw za pomocą tradycyjnej miary określającej sytuację na obszarze danego województwa jaką są wydatki na ochronę zdrowia przez JST, należy podkreślić, iż znacząco różnią się od tych, jakie uzyskano podczas wielowymiarowej anali-zy porównawczej. Wydatki na ochronę zdrowia przez poszczególne JST wyka-zują średnią zależność wobec uzyskanych w niniejszym badaniu opisów sytuacji zdrowia publicznego przy wykorzystaniu szerszego zbioru wskaźników. Stąd też należy zaznaczyć, iż posługiwanie się tylko i wyłącznie aspektami budżetowymi w definiowaniu poziomu sytuacji w zakresie zdrowia publicznego może być obarczone dużym marginesem błędu.

ZAKOŃCZENIE

Przeprowadzone badania wykorzystujące metody wielowymiarowej analizy porównawczej wykazały, iż istnieje konieczność skonstruowania wskaźnika, który w pełniejszy sposób odzwierciedlałby sytuację w zakresie zdrowia pu-blicznego. Wydatki JST na ochronę zdrowia mogą stanowić pewną wskazówkę dotyczącą sytuacji zdrowia publicznego, niemniej jednak wnioskowanie tylko na podstawie tej zmiennej, jak wykazują przeprowadzone analizy, może być obar-czone dużym ryzykiem błędu. Stąd też, według autora, postulatem na przyszłość powinno być sporządzenie uniwersalnego wskaźnika, za pomocą którego można byłoby z dużą precyzją opisać sytuację związaną ze zdrowiem publicznym na poziomie poszczególnych JST. Wskaźnik taki, jak wykazują analizy, powinien opierać się na licznych zmiennych opisujących zmiany demograficzne, ocenę zdrowia publicznego, propagowane wzorce konsumpcyjne czy też środowisko pracy zawodowej. Zaproponowany w artykule zestaw zmiennych branych pod uwagę przy porównywaniu między sobą sytuacji w zakresie zdrowia publiczne-go może stanowić wskazówkę przy konstruowaniu tepubliczne-go rodzaju zestawień w przyszłości.

(14)

BIBLIOGRAFIA

Borys T., 2011, Zrównoważony rozwój – jak rozpoznać ład zintegrowany, „Problemy Ekorozwoju: Studia Filozoficzno-Sozologiczne”, vol. 6, nr 2.

Bukowska-Pietrzyńska A., 2011, Jednostka samorządu terytorialnego jako organ założycielski szpitala

– analiza wybranych zmian w latach 2000–2010, [w:] E. Nojszewska (red.), Systemy ochrony zdrowia. Problemy i możliwości ich rozwiązań, Lex a Wolters Kluwer business, Warszawa.

Burchard-Dziubińska M., 2014, Idea zrównoważonego rozwoju, [w:] M. Burchard-Dziubińska, A. Rzeńca, D. Drzazga (red.), Zrównoważony rozwój – naturalny wybór, Wydawnictwo Uniwersytetu Łódzkiego, Łódź.

Carrera-Bastos P., Fontes-Villalba M., O’Keefe J. H., Lindeberg S., Cordain L., 2011, The western

diet and lifestyle and diseases of civilization, „Research Reports in Clinical Cardiology”, no. 2.

Golinowska S. i in., 2008, Raport. Finansowanie ochrony zdrowia w Polsce. Zielona Księga II, Ministerstwo Zdrowia, Warszawa.

Grabiński T., Wydymus S., Zeliaś A., 1989, Metody taksonomii numerycznej w modelowaniu

zjawisk społeczno-gospodarczych, PWN, Warszawa.

Guziejewska B., 2007, Wybrane problemy decentralizacji finansów publicznych w świetle badań

OECD, „Samorząd Terytorialny”, nr 3.

Łobodzińska A., 2016, Starzejące się społeczeństwo wyzwaniem dla zrównoważonego rozwoju, „Prace Geograficzne”, z. 144.

Nawrolska I., 2011, Polski system ochrony zdrowia. Potrzeba redefiniowania priorytetów, „Zeszy-ty Naukowe Polskiego Towarzystwa Ekonomicznego”, nr 11.

Panek T., 2009, Statystyczne metody wielowymiarowej analizy porównawczej, Szkoła Główna Handlowa, Warszawa.

Roszkowska E., Filipowicz-Chomko M., 2016, Analiza wskaźnikowa zróżnicowania rozwoju

społecznego województw Polski w latach 2005–2013 w kontekście realizacji koncepcji zrów-noważonego rozwoju, „Ekonomia i Środowisko”, nr 1(66).

Wnuk M. i in., 2013, Przegląd koncepcji jakości życia w naukach społecznych, „Hygeia Public Health”, no. 48(1).

Wskaźniki zrównoważonego rozwoju Polski, 2011, Główny Urząd Statystyczny, Katowice. EVALUATION OF SUSTAINABILITY VOIVODESHIPS IN TERMS OF

PUBLIC HEALTH AND HEALTH EXPENDITURE OF LOCAL GOVERNMENT UNITS

Abstract The article presents the results of the assessment of the voivodeships on the field of public health in the context of the implementation of the concept of sustainable development. The proposals have been formulated on the basis of the analysis of linear ordering using the reference method Z. Hellwig, and the sum method. Also, the article identifies dependencies that exist between the situation of the voivodeships obtained in the study of public health, and the expenses of individual groups of local government on health care. The analysis shows that the best situation in 2014 was characterized in Mazowieckie voivodeship. On the other hand, the synthetic measure of development obtained by the method of Z. Hellwig indicates that all voivodeships in Poland were characterized with bad and very bad situation in terms of public health in 2014.