ΧΩΡΙΚΕΣ ΑΝΙΣΟΤΗΤΕΣ ΣΤΙΣ ΑΠΑΝΕΣ ΠΕΡΙΦΕΡΕΙΑΚΩΝ ΥΠΗΡΕΣΙΩΝ ΤΩΝ ΥΠΟΥΡΓΕΙΩΝ

Transcript

1 ΧΩΡΙΚΕΣ ΑΝΙΣΟΤΗΤΕΣ ΣΤΙΣ ΑΠΑΝΕΣ ΠΕΡΙΦΕΡΕΙΑΚΩΝ ΥΠΗΡΕΣΙΩΝ ΤΩΝ ΥΠΟΥΡΓΕΙΩΝ Αναστασίου Ευγενία 1,*, Καλογήρου Σταµάτης 2 1 Μεταπτυχιακή Φοιτήτρια Τµήµατος Γεωγραφίας, Χαροκόπειο Πανεπιστήµιο, Ελ. Βενιζέλου 70, Καλλιθέα 2 Λέκτορας Τµήµατος Γεωγραφίας, Χαροκόπειο Πανεπιστήµιο, Καλλιθέα ΠΕΡΙΛΗΨΗ * Τηλ.: , euanastasiou@gmail.com Σκοπός της παρούσας εργασίας είναι η ανάλυση των χωρικών διαφοροποιήσεων στις δαπάνες των περιφερειακών υπηρεσιών των υπουργείων. Τα δεδοµένα προέρχονται από τους προϋπολογισµούς των οικονοµικών ετών και πιο συγκεκριµένα, τους απολογισµούς των ετών και αφορούν τις δαπάνες των Περιφερειακών Υπηρεσιών των Υπουργείων του Τακτικού Προϋπολογισµού. Η ανάλυση πραγµατοποιήθηκε σε επίπεδο νοµών-νοµαρχιών. Για το σύνολο των δαπανών των παραπάνω υπηρεσιών διεξάχθηκε ανάλυση για τον εντοπισµό χωρικών ανισοτήτων. Εφαρµόστηκαν µέθοδοι χωρικής ανάλυσης και πιο συγκεκριµένα µέθοδοι διερευνητικής ανάλυσης δεδοµένων, όπως η περιγραφική στατιστική και η χωρική αυτοσυσχέτιση. Μελετώντας τη σειρά χαρτών που προέκυψαν από την προηγούµενη διαδικασία, διαπιστώθηκε το µέγεθος της µεταβολής των δαπανών µε την εναλλαγή των ετών. Ακόµα, για την πραγµάτωση των στόχων και την καλύτερη µελέτη των χωρικών διαφοροποιήσεων των παραπάνω δεδοµένων υπολογίστηκαν δείκτες µέτρησης ανισοκατανοµής, όπως ο δείκτης Gini και ο δείκτης Theil. Τα αποτελέσµατα της ανάλυσης δεδοµένων καταδεικνύουν τις έντονες χωρικές διαφοροποιήσεις των δαπανών στους νοµούς της Ελλάδας. Το έτος 2005 πραγµατοποιήθηκαν οι υψηλότερες κατά κεφαλήν δαπάνες ενώ το 2007 τις χαµηλότερες. Οι τιµές των δεικτών Gini και Theil υποδεικνύουν χωρική ανισοκατανοµή στις κατά κεφαλήν δαπάνες οι οποίες µεταβάλλονται στο χρόνο. Ο συντελεστής Moran s I είναι θετικός γεγονός που υποδεικνύει θετική χωρική αυτοσυσχέτιση το έτος Το κέντρο µιας ευρύτερης εστίας νοµών που παρουσιάζουν χαµηλές τιµές στις κατά κεφαλήν δαπάνες εντοπίζεται στη Περιφέρεια υτικής Ελλάδας. ΛΕΞΕΙΣ ΚΛΕΙ ΙΑ ηµόσιες δαπάνες, περιφερειακές υπηρεσίες υπουργείων, χωρική ανάλυση, χωρικές ανισότητες, δείκτες ανισοκατανοµής. 1. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Όπως όλα τα συνολικά µεγέθη της οικονοµίας, έτσι και οι δαπάνες έχουν την τάση να αυξάνουν διαχρονικά, καθώς αναπτύσσεται µια οικονοµία. Κατά καιρούς έχουν αναπτυχθεί διάφορες θεωρίες που εξετάζουν τη διαχρονική εξέλιξη του µεγέθους του δηµόσιου τοµέα και ερµηνεύουν τη συµπεριφορά των δηµόσιων δαπανών.

2 Η τάση των δηµόσιων δαπανών να αυξάνονται µε ταχύτερο ρυθµό από το εθνικό εισόδηµα παρατηρήθηκε πρώτα από το Γερµανό οικονοµολόγο Adolf Wagner (1890), ο οποίος διατύπωσε το «νόµο της αύξουσας επέκτασης της οικονοµικής δραστηριότητας του δηµοσίου» στα τέλη του περασµένου αιώνα. Αναλύοντας τα στατιστικά στοιχεία, σχετικά µε την εξέλιξη των δηµόσιων δαπανών και του εθνικού προϊόντος σε διάφορες αναπτυσσόµενες οικονοµίες της εποχής (όπως Βαυαρία, Βρετανία, Βόρεια Αµερική, Ελβετία), ο Wagner παρατήρησε ότι καθώς µια οικονοµία αναπτύσσεται, η δραστηριότητα του δηµόσιου τοµέα σε σχέση µε αυτήν του ιδιωτικού αυξάνεται. Έτσι, διατύπωσε την υπόθεση ότι µακροχρόνια, όσο αναπτύσσεται µια οικονοµία και ανεβαίνει το βιοτικό επίπεδο του λαού τόσο θα αυξάνεται το µέγεθος του δηµόσιου τοµέα, δηλαδή τόσο µεγαλύτερο ποσοστό των παραγωγικών πόρων θα ελέγχεται από τους δηµόσιους φορείς (Γεωργακόπουλος και Πατσουράτης, 1995). Η εγκυρότητα του νόµου του Wagner φαίνεται να έχει ισχύ σε έρευνες που χρησιµοποιούν µεγάλα δείγµατα τόσο σε υπανάπτυκτες όσο και αναπτυσσόµενες αλλά και αναπτυγµένες χώρες. Στην περίπτωση που χρησιµοποιούνται επιµέρους δείγµατα ο νόµος επιβεβαιώνεται στην περίπτωση των αναπτυσσόµενων χωρών (Γεωργακόπουλος, 2005). Το 1961 αναπτύχθηκε µια ακόµα θεωρία για να ερµηνεύσει την αύξηση του δηµόσιου τοµέα. Η θεωρία, γνωστή και ως «υπόθεση της κλιµακωτής αύξησης των δηµόσιων δαπανών» πήρε το όνοµά της από τους Peacock and Wiseman (1961). Βασίζεται στο γεγονός ότι κατά την περίοδο στη Μεγάλη Βρετανία οι δηµόσιες δαπάνες δεν αυξάνονταν µε ένα σταθερό ρυθµό σε σχέση µε το ακαθάριστο εθνικό προϊόν, αλλά µάλλον «κλιµακωτά» (Προβόπουλος, 1982). Από την ανασκόπηση της σχετικής βιβλιογραφίας προκύπτει το συµπέρασµα ότι η επιστηµονική έρευνα δεν έχει καταλήξει εάν το µέγεθος του κράτους επηρεάζει την οικονοµική µεγέθυνση και τις χωρικές ανισότητες. Τα αποτελέσµατα των ερευνών δεν καταλήγουν σε ξεκάθαρα αποτελέσµατα. Σύµφωνα µε έρευνα που πραγµατοποίησαν οι Atkinson και Kehoe (1995) προέκυψε ότι από τα µέσα της δεκαετίας του 1980 µέχρι το 1990 εξήχθηκαν ποικίλα συµπεράσµατα για την επίπτωση του µεγέθους του κράτους σε µια οικονοµία. Είναι πιθανό χαµηλοί ρυθµοί µεγέθυνσης να δηµιουργούν αυξηµένη ανεργία και κατά συνέπεια δαπάνες για επιδόµατα και άλλες µεταβιβαστικές πληρωµές. Επιπλέον οι επιτυχηµένες χώρες, µπορούν να αντέξουν ένα πιο γενναιόδωρο σύστηµα κοινωνικής ασφάλισης. Αν και δεν υπάρχει σαφές συµπέρασµα, οι έρευνες έχουν διαπιστώσει ότι µερικές κατηγορίες δαπανών ευνοούν την ανάπτυξη (Easterly and Rebelo, 1993). Από το 1997 και έπειτα παρατηρείται στην Ελλάδα µια διαρκής αύξηση των δηµοσιονοµικών δαπανών. Ωστόσο, παρά το γεγονός ότι από το 1995 άρχισε να εφαρµόζεται σκληρή εισοδηµατική πολιτική, τα διαθέσιµα στατιστικά στοιχεία δείχνουν πως οι υπέρογκες δαπάνες προσωπικού αποτελούν µόνιµο φαινόµενο στην ελληνική οικονοµία (Παπαδιοδώρου, 2002). Τέλος, υπάρχει µια µερίδα της κοινής γνώµης και των οικονοµικών µελετητών πως το µέγεθος του δηµόσιου τοµέα δεν ευθύνεται για το στάσιµο πληθωρισµό και τις χαµηλές αναπτυξιακές επιδόσεις της δεκαετίας του 80. Υποστηρίζεται ότι η αύξηση ορισµένων

3 δαπανών συνέβαλε στην ανάσα κάποιων κοινωνικών οµάδων οι οποίες είχαν διαταραχθεί από τα σκληρά µέτρα της δηµοσιονοµικής πολιτικής που εφαρµόζονταν τις προηγούµενες δεκαετίες ( αλαµάγκας, 1991). Ο δηµόσιος τοµέας αύξησε σταδιακά τη συµµετοχή του στην ελληνική οικονοµία κατά την περίοδο Η αύξηση οφείλεται κυρίως στην αύξηση των µη παραγωγικών δηµόσιων δαπανών (µεταβιβάσεων και τόκων δηµόσιου χρέους) και δευτερευόντως στην αύξηση της δηµόσιας κατανάλωσης (Καραβίτης, 1987). 2. Ε ΟΜΕΝΑ ΚΑΙ ΜΕΘΟ ΟΛΟΓΙΑ Οι δηµόσιες δαπάνες είναι µέρος της ηµοσιονοµικής Πολιτικής του κράτους και διενεργούνται από αυτό µε απώτερο σκοπό τον ανεφοδιασµό του κράτους µε αγαθά και υπηρεσίες. Μέσω αυτών πραγµατοποιούνται όλοι οι στόχοι του κράτους όπως η ανακατανοµή των πόρων της οικονοµίας, ο επηρεασµός της ζήτησης ώστε να επιτυγχάνεται σταθεροποίηση της οικονοµίας, η αναδιανοµή του εισοδήµατος και η προώθηση της οικονοµικής ανάπτυξης (Παπαδιοδώρου, 2002). 2.1 Περιφερειακές Υπηρεσίες Υπουργείων Οι Περιφερειακές Υπηρεσίες των Υπουργείων αποτελούνται από τις εξής υπηρεσίες: Υπηρεσίες Υπουργείου Οικονοµικών, Υπηρεσίες Εκπαίδευσης, Υπηρεσίες Περιφερειών και Επιχορηγήσεις σε Νοµαρχιακές Αυτοδιοικήσεις. Σχήµα 2.1. ιάρθρωση εξόδων Απολογισµού Αναλυτικότερα, τα τµήµατα των Περιφερειακών Υπηρεσιών είναι τα εξής: α) στις υπηρεσίες του Υπουργείου Οικονοµικών, Περιφερειακές Υπηρεσίες αποτελούν οι υπηρεσίες φοροτεχνικών, οι υπηρεσίες δηµοσιονοµικού ελέγχου και οι υπηρεσίες τελωνείων, β) Στον τοµέα εκπαίδευσης συµµετέχουν η Πρωτοβάθµια και η ευτεροβάθµια Εκπαίδευση, τα επιµορφωτικά κέντρα, η Εκκλησιαστική Εκπαίδευση, και οι Περιφερειακές ιευθύνσεις Πρωτοβάθµιας και ευτεροβάθµιας Εκπαίδευσης, γ) στις υπηρεσίες Περιφερειών ανήκουν οι υπηρεσίες διοίκησης και τοπικής αυτοδιοίκησης, σχεδιασµού και ανάπτυξης, δηµόσιων έργων, περιβάλλοντος και χωροταξίας, υγείας και κοινωνικής αλληλεγγύης, δασών και δασαρχείων και γεωργίας,

4 και δ) στις Επιχορηγήσεις Νοµαρχιακών Αυτοδιοικήσεων, εντάσσονται οι επιχορηγήσεις για δαπάνες υγείας και κοινωνικής αλληλεγγύης, για δαπάνες εκπαίδευσης, για δαπάνες γεωργίας και για λοιπές δραστηριότητες (Κούρτης, 2010). 2.2 Πηγές εδοµένων Τα δεδοµένα του υπολογιζόµενου πληθυσµού στην Ελλάδα στην αρχή των ετών προέρχονται από την Ελληνική Στατιστική Αρχή (ΕΛ.ΣΤΑΤ., 2011). Τα δεδοµένα µε τις δαπάνες των Περιφερειακών Υπηρεσιών των Υπουργείων προέρχονται από το Υπουργείο Οικονοµικών (ΠΥΥ, 2012). Οι δείκτες αποπληθωρισµού για τις δηµόσιες δαπάνες αντλήθηκαν από την Παγκόσµια Τράπεζα (The World Bank, 2012). Τα διανυσµατικά δεδοµένα της Ελλάδας (τα πολύγωνα των νοµών) για τη διεξαγωγή των τελικών χαρτών προέρχονται από τα Ανοιχτά ηµόσια δεδοµένα και η πηγή τους είναι ο Οργανισµός Κτηµατολογίου και Χαρτογραφήσεων Ελλάδας (ΟΚΧΕ). Στο σηµείο αυτό θα πρέπει να αναφερθεί πως το Άγιον Όρος δεν περιλαµβάνεται στην περιοχή µελέτης, καθώς αποτελεί αυτοδιοίκητο και αυτόνοµο τµήµα του Ελληνικού κράτους, που υπάγεται πολιτικά στο Υπουργείο Εξωτερικών. 3. ΜΕΘΟ ΟΛΟΓΙΑ Η ακολουθούµενη µεθοδολογία περιλαµβάνει διερευνητικές µεθόδους χωρικής ανάλυσης δεδοµένων, όπως η χωρική αυτοσυσχέτιση και η µέτρηση ανισοκατανοµής δαπανών. 3.1 Χωρική Αυτοσυσχέτιση και ο Συντελεστής Moran s I Στον έλεγχο χωρικής αυτοσυσχέτισης γίνεται εντοπισµός των περιοχών µε τιµές οι οποίες σχετίζονται µε τις τιµές των γειτονικών περιοχών. Σύµφωνα µε το πρώτο νόµο της γεωγραφίας του Tobler (1979) όλες οι οντότητες σχετίζονται µεταξύ τους, όµως αυτές που είναι γειτονικές έχουν µεγαλύτερο βαθµό συσχέτισης σε σχέση µε τις πιο αποµακρυσµένες. Με τη διαδικασία εξέτασης για την ύπαρξη χωρικής αυτοσυσχέτισης στα δεδοµένα µιας µεταβλητής γίνεται αξιολόγηση αναφορικά µε τη χωρική της δοµή και εντοπίζεται αν κάθε τιµή της είναι ανεξάρτητη από τις γειτονικές της. Ο έλεγχος της χωρικής αυτοσυσχέτισης πραγµατοποιείται σε δύο επίπεδα: έναν γενικότερο για ολόκληρη την περιοχή µελέτης (global indicator) και ένα ειδικό-τοπικό για τις επιµέρους χωρικές ενότητες (local indicator) (Κακλίδης κ.ά., 2009). Στην παρούσα εργασία διερευνάται κατά πόσο οι κατά κεφαλήν δηµόσιες δαπάνες εξαρτώνται από τη θέση που εντοπίζονται στην περιοχή µελέτης. Για την αξιολόγηση της χωρικής αυτοσυσχέτισης θα χρησιµοποιηθεί ο συντελεστής Moran s I (1948). Ο τύπος υπολογισµού του γενικού συντελεστή είναι ο εξής:

5 i j wij x ( X)( X) N I = 2 w i i( x ) i j ij X i Όπου n ο αριθµός των σηµείων, x i, x j οι παρατηρούµενες τιµές στα σηµεία i, j και w ij το αντίστοιχο βάρος. Ο συντελεστής Moran s I είναι ένας καθαρός αριθµός µε τιµές που κυµαίνονται σε µία κλίµακα από το -1 έως το 1. Οι θετικές τιµές αντιπροσωπεύουν τη θετική χωρική αυτοσυσχέτιση, που υποδηλώνει ότι όµοιες τιµές της µεταβλητής παρουσιάζουν συγκέντρωση στον χώρο. Ο εντοπισµός της θετικής αυτοσυσχέτισης βοηθά στην ερµηνεία της ευρύτερης περιοχής ότι οι οντότητες λειτουργούν µε την ίδια ένταση. Οι αρνητικές τιµές αντιπροσωπεύουν αρνητική αυτοσυσχέτιση που υποδηλώνει ότι µεγάλες τιµές της µεταβλητής συνορεύουν µε µικρές τιµές. Ο εντοπισµός αρνητικής αυτοσυσχέτισης φανερώνει περιοχές που διακόπτουν την συνέχεια ενός φαινοµένου και εποµένως, ανάλογα την ένταση των τιµών, οι περιοχές αυτές υστερούν ή υπερτερούν σε σχέση µε την ευρύτερη περιοχή (Καραγιάννης, 2004). Η µηδενική τιµή του δείκτη δεν αντιπροσωπεύει καµία χωρική αυτοσυσχέτιση καθώς φανερώνει ένα τυχαίο πρότυπο (Κανάρογλου κ.α., 2001). Όλοι οι γενικοί τύποι είναι απόρροια τοπικών επιδράσεων. Η χρήση του τοπικού δείκτη αυτοσυσχέτισης βοηθά στον εντοπισµό οντοτήτων που φέρουν τιµές διαφορετικές από τον περίγυρό τους. Εντοπίζεται κάθε φορά ένας περιορισµένος αριθµός οντοτήτων που είναι στατιστικά σηµαντικές. Η ανάγκη για µέτρηση χωρικών αυτοσυσχετίσεων σε µικρότερες περιοχές µελέτης οδήγησε «τοπική» παραλλαγή του δείκτη Moran s I, ο οποίος παρατίθεται παρακάτω (Ροβολής και Τραγάκη, 2008): I t x _ x x i = _ * x 2 wij x j j σ Όπου x η µέση τιµή των οντοτήτων στην περιοχή µελέτης, w ij το βάρος κάθε γείτονα, (x j - x ) η διαφορά της µέσης τιµής από τις γειτονικές οντότητες, (x i - x ) η διαφορά της µέσης τιµής από το στιγµιότυπο της υπό µελέτη µεταβλητής σ η µεταβλητότητα. Η ερµηνεία των αποτελεσµάτων του τοπικού Moran s I είναι η εξής: α) Οι θετικές τιµές του τοπικού συντελεστή δηλώνουν πως στην περιοχή ενδιαφέροντος υπάρχουν όµοιες τιµές, είτε είναι θετικές, είτε αρνητικές. Όσο πιο µεγάλος είναι ο συντελεστής τόσο πιο όµοιες είναι οι τιµές στην περιοχή. β) Αντίθετα όσο πιο µεγάλες είναι οι αποκλίσεις στις τιµές τόσο πιο µικρή είναι η τιµή του συντελεστή. Οι αρνητικές τιµές δηλώνουν πως γύρω από την περιοχή ενδιαφέροντος είναι διασκορπισµένες ανόµοιες τιµές. (Πολύζου κ.ά, 2008). 3.2 είκτες Μέτρησης Ανισοκατανοµής Με τη βοήθεια της βιβλιογραφίας αναζητήθηκαν οι κατάλληλοι δείκτες για τον υπολογισµό των ανισοτήτων στις δηµόσιες δαπάνες των Περιφερειακών Υπηρεσιών των Υπουργείων ανά νοµό. Μέσα από την επισκόπηση, για τη µέτρηση των j

6 ανισοκατανοµών σε τοπικό επίπεδο καταλήξαµε στους δείκτες Gini και Theil (Kalogirou and Hatzichristos, 2011) ΣΥΝΤΕΛΕΣΤΗΣ GINI Ο συντελεστής Gini είναι ένας δείκτης µέτρησης της στατιστικής διασποράς. Αναπτύχθηκε από την ιταλικό στατιστικολόγο και κοινωνιολόγο Corrado Gini και δηµοσιεύθηκε το 1912 στο άρθρο "Variability and Mutability" (Gini, 1912). Ο δείκτης Gini έχει χρησιµοποιηθεί ευρύτατα διότι έχει τη δυνατότητα να λαµβάνει όλες τις τιµές του εισοδήµατος και να συγκρίνει την κάθε τιµή µε όλες τις άλλες. Με τον τρόπο αυτό εκτιµά µια σειρά από µετρήσεις οι οποίες βασίζονται στις µεσαίες διαφορές. Έτσι ο δείκτης επιτρέπει τη χρήση του µέσου αριθµητικού των απόλυτων τιµών όλων των διαφορών (Ceriani and Verme, 2011). Ο προσδιορισµός του συντελεστή ορίζεται µαθηµατικά ως εξής: G = 1 n n n 2 i= 1 j= 1 2µ x i x j Όπου x i το εισόδηµα του νοικοκυριού i, x j το εισόδηµα του νοικοκυριού j και µ η µέση τιµή του εισοδήµατος. Ο αριθµητής του κλάσµατος είναι µια εκτίµηση των απόλυτων µέσων των διαφορών µεταξύ των εισοδηµάτων των νοικοκυριών ή των ατόµων συγκρινόµενα ανά δύο. Όταν ο συντελεστής λαµβάνει την τιµή 0 εκφράζει την τέλεια ισότητα, δηλαδή οµοιότητα µεταξύ των κατανοµών εισοδήµατος ή πλούτου. Όταν η τιµή του συντελεστή Gini είναι ίση µε τη µονάδα τότε εκφράζεται η µέγιστη ανισότητα µεταξύ των τιµών, για παράδειγµα συσσώρευση όλου του εισοδήµατος σε ένα µόνο άτοµο (Carmen et al, 2009) ΣΥΝΤΕΛΕΣΤΗΣ THEIL Ο συντελεστής Theil προτάθηκε από τον Henry Theil το Ο συντελεστής αυτός αποτελεί µια στατιστική συνάρτηση µέτρησης ανισοτήτων που βασίζεται κατά κύριο λόγο στη θεωρία της εντροπίας. Ο σκοπός που χρησιµοποιήθηκε από τον Theil ήταν η µέτρηση των περιφερειακών ανισοτήτων στην κατανοµή του περιφερειακού προϊόντος ανά κάτοικο (Hart, 1970). Μια γενική µορφή του δείκτη είναι η εξής: T 1 = n n i= 1 x iln µ Όπου x i η αριθµητική τιµή της i παρατήρησης της µεταβλητής x, l n η συνάρτηση του νεπέριου λογάριθµου και µ η µέση τιµή των παρατηρήσεων x i (Novotný, 2007). Ο δείκτης κυµαίνεται µεταξύ των τιµών 0 και l n (n) (Καλογήρου, κ.α., 2011). Όταν η τιµή του δείκτη ισούται µε 0 τότε υπάρχει τέλεια ισότητα στη µεταβλητή. Όταν η τιµή είναι ίση µε l n (n) τότε παρατηρείται η µέγιστη δυνατή ανισότητα. x µ i

7 Οι ιδιαιτερότητες του δείκτη Theil τον καθιστούνε ιδιαίτερα χρήσιµο στην ανάλυση των περιφερειακών ανισοτήτων. Αρχικά διέπεται από ανεξαρτησία του δείγµατος. Όσο και να µεταβληθούν οι τιµές του δείγµατος κατ αναλογία, παραµένει αµετάβλητος. Τέλος µένει ανεπηρέαστος από αντιµεταθέσεις και ισοποστιαίες µεταβολές µεταξύ τιµών του εισοδήµατος (Conceição and Ferreira, 2000). 4. ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΑ Ο Πίνακας 4.1 παρουσιάζει τα περιγραφικά στατιστικά των κατά κεφαλήν δαπανών. Παρατηρείται πως το 2008 και το 2009 οι δαπάνες παρουσιάζουν µια µικρής έντασης σταδιακή αύξηση. Παράλληλα από το εύρος, γίνεται εύκολα αντιληπτή η διαφοροποίηση των κατά κεφαλήν δαπανών σε επίπεδο νοµού στην Ελλάδα. Για παράδειγµα το 2006 ενώ υπήρχαν νοµοί µε κατά κεφαλήν δαπάνες 15,19 ευρώ, την ίδια χρονιά παρατηρήθηκαν νοµοί µε κατά κεφαλήν δαπάνες 340 ευρώ. Πίνακας 4.1: Περιγραφικά στατιστικά κατά κεφαλήν δαπανών σε επίπεδο νοµού στην Ελλάδα την περίοδο Έτος/ ιάµεσος Μέσος Εύρος Ελάχιστη Μέγιστη ιακύµανση Τυπική Στατιστικά τιµή τιµή Απόκλιση ,40 80, ,68 37, ,93 112, ,24 59, ,35 129, ,11 60, ,01 22, ,86 14, ,26 24, ,03 15, ,19 27, ,16 16,83 Στο Σχήµα 4.2 παρουσιάζονται γραφικά τα περιγραφικά στατιστικά µε το θηκόγραµµα. Οι ακραίες τιµές επισηµαίνονται µε, ενώ µε «*» επισηµαίνονται οι εξαιρετικά ακραίες τιµές. Παρατηρείται ότι το 2004 οι ακραίες τιµές στις δαπάνες εντοπίζονται στο Νοµό ωδεκανήσων και στη Νοµαρχία Πειραιά, ενώ στο Νοµό Καρδίτσας υπερβαίνουν και το µέγιστο. Το 2005 αυξηµένες δαπάνες εντοπίζονται στο Νοµό Ζακύνθου και στο Νοµό Φλώρινας, ενώ το 2006 εντοπίζονται στις Νοµαρχίες Αθήνας Πειραιά. Το 2007 ακραίες τιµές παρουσιάζει µόνο στη Νοµαρχία υτικής Αττικής, ενώ ο Νοµός ωδεκανήσων και η Νοµαρχία Πειραιά εµφανίζουν τιµές µε εξαιρετικά µεγάλη απόκλιση από αυτές των υπόλοιπων νοµών. Το ίδιο ακριβώς ισχύει για το 2008, µε εξαίρεση τη Νοµαρχία Πειραιά, όπου αφενός κατατάσσεται στην κατηγορία των ακραίων τιµών, αφετέρου όµως δεν εµφανίζει µεγάλες αποκλίσεις στις δαπάνες από άλλους νοµούς. Το 2009 ο Νοµός ωδεκανήσων εξακολουθεί να εµφανίζει εξαιρετικά υψηλές δαπάνες µε τη Νοµαρχία υτικής Αττικής να έπεται. Ένα ακόµα στοιχείο, που φαίνεται ξεκάθαρα στο Σχήµα 4.2, είναι οι πιθανές αποκλίσεις από την κανονική κατανοµή. Αντιπροσωπευτικά παραδείγµατα αποτελούν τα έτη 2005 ως 2008 όπου η διάµεσος σε κάθε θηκόγραµµα είναι κοντύτερα σε ένα από τα δύο άκρα του και όχι στο κέντρο. Τέλος, παρατηρείται ότι το 2005 εµφανίζονται οι υψηλότερες κατά κεφαλήν δαπάνες σε επίπεδο νοµού, ενώ το 2007 οι χαµηλότερες.

8 Σχήµα 4.2. Θηκόγραµµα τιµών κατά κεφαλήν δαπανών Στους χάρτες που ακολουθούν (Χάρτες ) παρουσιάζονται τα αποτελέσµατα των κατά κεφαλήν δαπανών ανά νοµό για τα έτη Το έτος 2004 φαίνεται πως οι νοµοί µε τις µεγαλύτερες κατά κεφαλήν δαπάνες είναι: Νοµός Καρδίτσας (224,4 ευρώ), Νοµός ωδεκανήσων (150,5ευρώ) και Νοµαρχία Πειραιώς και Νήσων (152 ευρώ). Ο µοναδικός νοµός µε δαπάνες κάτω από 20 ευρώ είναι ο Νοµός Ζακύνθου. Χάρτης 4.1. Κατά κεφαλήν δαπάνες 2004 Χάρτης 4.2. Κατά κεφαλήν δαπάνες 2005 Το 2005 παρατηρείται σε όλη την επικράτεια µια γενικότερη αύξηση των δαπανών. Παρά το γεγονός αυτό, µε µια πρώτη µατιά εύκολα διαπιστώνει κανείς έντονες

9 διαφοροποιήσεις στην κατανοµή των δαπανών. Οι νοµοί που παρουσιάζουν τη µεγαλύτερη αύξηση είναι ο Νοµός Ροδόπης (σε 194 ευρώ), ο Νοµός Καβάλας (σε 162 ευρώ), ο Νοµός Θεσσαλονίκης (σε 167 ευρώ), ο Νοµός Πέλλας (σε 180 ευρώ), ο Νοµός Ηµαθίας (σε 164 ευρώ), ο Νοµός Λάρισας (σε 181 ευρώ), η Νοµαρχεία Πειραιά (σε 251 ευρώ) και ο Νοµός ωδεκανήσων (σε 160 ευρώ). Προκαλεί εντύπωση και αξίζει να τονιστεί ότι οι κατά κεφαλήν δαπάνες στο Νοµό Φλώρινας το ίδιο έτος είναι 320, ποσό που ξεπερνά κατά πολύ τις δαπάνες (κατά κεφαλήν) που διέθεσε η κυβέρνηση για τους υπόλοιπους νοµούς. Εξίσου σηµαντική άνοδος εντοπίζεται στο νοµό Ζακύνθου όπου από δαπάνες 19,4 ευρώ/κάτοικο το 2004 παρουσιάζεται εξαιρετική αύξηση στα 274 ευρώ/κάτοικο το επόµενο έτος. Με την πάροδο των ετών οι κατά κεφαλήν δαπάνες περισσότερων νοµών παρουσιάζονται προοδευτικά αυξηµένες. Το 2006 παρατηρείται µεγάλη αύξηση στις κατά κεφαλήν δαπάνες σε όλη τη χώρα και ειδικότερα στους νοµούς της Θεσσαλίας και της Κεντρικής Μακεδονίας. Στο Νοµό ωδεκανήσων διατηρούνται οι κατά κεφαλήν δαπάνες σε εξαιρετικά υψηλά επίπεδα για τρία διαδοχικά έτη. Κατακόρυφη πτώση πραγµατοποιείται στο Νοµό Φλώρινας όπου από 320 ευρώ/κάτοικο οι δαπάνες µειώθηκαν στα 36 ευρώ/κάτοικο και στο Νοµό Αιτωλοακαρνανίας όπου από 93 ευρώ/κάτοικο ο δαπάνες µειώθηκα στα 15 ευρώ/κάτοικο. Το 2007 το ενδιαφέρον δεν επικεντρώνεται τόσο στο στην χωρική ανισοκατανοµή των κατά κεφαλήν δαπανών, όσο στην κατακόρυφη πτώση τους σε όλους σχεδόν τους νοµούς στην Ελλάδα. Η µεγαλύτερη πτώση εντοπίζεται στη Νοµαρχία Αθήνας (πτώση 331 ευρώ/κάτοικο). Ο µόνος νοµός που δεν υπέστη τόσο µεγάλη µείωση στις κατά κεφαλήν δαπάνες των περιφερειακών υπηρεσιών των υπουργείων είναι ο Νοµός ωδεκανήσων όπου το ύψος των δαπανών διατηρείται στα 100 ευρώ ανά κάτοικο. Χάρτης 4.3. Κατά κεφαλήν δαπάνες 2006 Χάρτης 4.4. Κατά κεφαλήν δαπάνες 2007 Το 2008, σε ορισµένους νοµούς, παρατηρείται µια µικρής έντασης αύξηση των κατά κεφαλήν δαπανών, της τάξης των 2 ως 8 ευρώ. Ενδεικτικά αναφέρονται κάποιοι από

10 αυτούς τους νοµούς, όπως Γρεβενών, Πρέβεζας, Άρτας, Αιτωλοακαρνανίας, Ξάνθης, Ροδόπης, Λασιθίου και Κυκλάδων. Μόνο σε τρεις περιπτώσεις νοµών οι κατά κεφαλήν δαπάνες ξεπέρασαν τα 50 ευρώ: Πειραιά, υτικής Αττικής και ωδεκανήσων. Παρατηρώντας το Χάρτη 4.6, το έτος 2009 διαπιστώνεται πως οι δαπάνες των περιφερειακών υπηρεσιών των υπουργείων παρέµειναν σταθερές στους περισσότερους νοµούς της Ελλάδας. Παρ όλα αυτά, υπάρχει µια γενικότερη αύξηση της τάξης των 3-8 ευρώ σε νοµούς κυρίως της βορείου Ελλάδος. Αντιθέτως, στον Νοµό Ηρακλείου σηµειώθηκε αισθητή πτώση. Τέλος, στο Νοµό ωδεκανήσων για συνεχόµενη χρονιά διατηρούν τις δαπάνες σε υψηλά επίπεδα αφού παρατηρείται αύξηση των τιµών τους κατά 11 ευρώ/κάτοικο. Χάρτης 4.5. Κατά κεφαλήν δαπάνες 2008 Χάρτης 4.6. Κατά κεφαλήν δαπάνες 2009 Στον Πίνακα 4.2 καθώς και στο Σχήµα 4.3 παρατηρείται πως οι τιµές του Gini κυµαίνονται περίπου από 0,24 έως 0,27 µονάδες. Εποµένως υπάρχουν διαχρονικά µεταβολές και διακυµάνσεις, άρα υφίσταται χωρική ανισοκατανοµή. Ιδιαίτερα το έτος 2005 παρουσιάζει τη µεγαλύτερη ανοµοιογένεια συγκριτικά µε τα υπόλοιπα έτη. Όσον αφορά το δείκτη Theil παρουσιάζει τιµές από 0,09 ως 0,14 µονάδες. ιαχρονικά παρουσιάζονται διακυµάνσεις στις δαπάνες, γεγονός που αποδεικνύει χωρικές ανισότητες. Πίνακας 4.2: Τιµές δεικτών ανισοτήτων Έτος Gini Theil Morans'I ,240 0,096 0, ,273 0,124 0, ,246 0,102 0, ,260 0,134-0, ,249 0,126 0, ,253 0,127-0,003

11 Σχήµα 4.3. ιάγραµµα δεικτών ανισοκατανοµής δαπανών περιφερειακών υπηρεσιών Η µέθοδος που επιλέχθηκε για να υπολογιστούν οι τιµές των τοπικών Moran s I είναι η µέθοδος των «κοντινότερων γειτόνων», λόγω της ασυνέχειας των χωρικών οντοτήτων στον ελλαδικό χώρο. Αυτό συγκεκριµένα οφείλεται στο νησιωτικό χαρακτήρα της χώρας. Σχήµα 4.4: ιάγραµµα διασποράς δαπανών του έτους 2004 Στο Σχήµα 4.4 παρουσιάζεται το διάγραµµα διασποράς του δείκτη Moran s I για το έτος 2004 και αναφέρεται στις τυποποιηµένες τιµές των κατά κεφαλήν δαπανών. Ο δείκτης Ι = 0,1017 έχει υπολογιστεί µε τον πίνακα εγγύτητας W, που αντιστοιχεί στην τιµή k=6. Παρατηρείται ότι η πλειονότητα των σηµείων του διαγράµµατος διασποράς βρίσκεται στο πρώτο και στο τρίτο τεταρτηµόριο µε αποτέλεσµα τα δεδοµένα να εµφανίζουν θετική χωρική αυτοσυσχέτιση. Το γεγονός αυτό σηµαίνει ότι υπάρχουν εστίες γειτονικών νοµών µε παρόµοια υψηλές ή παρόµοια χαµηλές τιµές στις κατά κεφαλήν δαπάνες. Στο Χάρτη 4.7 παρουσιάζονται οι χάρτες χωρικών προτύπων που προκύπτουν από την ταξινόµηση των τοπικών δεικτών Moran s I σε κατηγορίες υψηλών ή χαµηλών γειτονικά τιµών πριν και έπειτα την εκτέλεση του επαναληπτικού αλγορίθµου

12 υπολογισµού των δεικτών αυτών για να διαπιστωθεί εάν υπάρχει σύγκλιση. Παρατηρείται µια εστία γειτονικών νοµών µε παρόµοια χαµηλές τιµές η οποία έχει κέντρο τους Νοµούς Πρέβεζας, Αιτωλοακαρνανίας, Αχαΐας και Ηλείας. Μετά την επανάληψη στο κέντρο της χωρικής εστίας προστίθεται ο Νοµός Μεσσηνίας. Χάρτης 4.7. Χάρτες χωρικών προτύπων για το έτος ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Από την ανάλυση δεδοµένων των κατά κεφαλήν δαπανών των περιφερειακών υπηρεσιών των υπουργείων στην Ελλάδα την περίοδο προκύπτει ότι υπάρχουν σηµαντικές χωρικές διαφοροποιήσεις των δαπανών αυτών σε επίπεδο νοµού. Οι διαφοροποιήσεις αυτές µεταβάλλονται στο χρόνο. Είναι σαφές από τα δεδοµένα ότι υπάρχουν περιπτώσεις νοµών όπου τα επίπεδα των κατά κεφαλήν δαπανών των περιφερειακών υπηρεσιών των υπουργείων υπέστησαν καθόλου ή ελάχιστη µείωση χρονικά, ακόµα και σε έτη λιτότητας όπως το Εντύπωση προκαλεί ο Νοµός ωδεκανήσων όπου οι κατά κεφαλήν δαπάνες διατηρούνται σε επίπεδα πάνω από 100 ευρώ σε όλη τη χρονική περίοδο ανάλυσης των σχετικών δεδοµένων, επίπεδο το οποίο είναι αρκετά πάνω από το µέσο όρο τα έτη που κινείται από Ευρώ σε επίπεδο νοµού στην Ελλάδα. Η περίοδος µετά το 2004 θα µπορούσε να αποτελέσει µια νέα αρχή για την περιφερειακή πολιτική της Ελλάδας. Η Ελλάδα έχει ολοκληρώσει µια σειρά από έργα για τους Ολυµπιακούς Αγώνες, τα οποία ωστόσο διοχέτευσαν σηµαντικούς πόρους στην Περιφέρεια Αττικής. Την εποχή εκείνη διατηρεί σηµαντικούς ρυθµούς ανάπτυξης σε εθνικό επίπεδο οι οποίες βέβαια βασίστηκαν στην κατανάλωση και όχι στης άµεσες επενδύσεις. Οι δαπάνες σε επιλεγµένους νοµούς της χώρας εντάθηκε τε έτη 2005 και 2006, ενώ από το 2007 έως σήµερα παρατηρείται υπερβολική µείωσης των δαπανών µε αποτέλεσµα τη δυσκολία των Περιφερειών να ανταποκριθούν ακόµα και στη παροχή των βασικών υπηρεσιών προς τους πολίτες. Αξίζει να εξεταστεί το κατά πόσο είναι δίκαιες οι δαπάνες αυτές µε βάση τις πραγµατικές ανάγκες του τοπικού πληθυσµού και ποιες είναι οι αιτίες εκείνες που επιτρέπουν τη διατήρηση του επιπέδου δαπανών σε υψηλό επίπεδο σε συγκεκριµένους

13 νοµούς. Μετά από σχετικό έλεγχο δε προέκυψε συσχέτιση των κατά κεφαλήν δαπανών µε το επίπεδο ανάπτυξης και το µέσο δηλωθέν οικογενειακό εισόδηµα, γεγονός που οδηγεί στην υπόνοια ότι οι δαπάνες είναι µη ορθολογικές και δεν εξυπηρετούν απαραίτητα αναπτυξιακά ή κοινωνικά κριτήρια. Το ποια είναι αυτά τα κριτήρια αξίζει περαιτέρω διερεύνησης. ΒΙΒΛΙΟΓΡΑΦΙΑ Γεωργακόπουλος Θ., Πατσουράτης Β., (1995), ηµόσια Οικονοµική, Αθήνα Γεωργακόπουλος Θ., (2005), Εισαγωγή στη δηµόσια οικονοµική, εκδόσεις Μπένου, Αθήνα αλαµάγκας, Β., (1991), Οι δηµόσιες δαπάνες στην Ελλάδα: Προβλήµατα και προοπτικές, στο «Τα δηµόσια οικονοµικά στην Ελλάδα», (Επ.) Ν. Τάτσος, εκδόσεις Σµπίλιας, Το Οικονοµικό, Αθήνα ΕΛ.ΣΤΑΤ., (2011), Ελληνική Στατιστική Αρχή, Υπολογιζόµενος Πληθυσµός, am=spo18&y_param=ts&mytabs=0, τελευταία πρόσβαση στις 19/12/2011 Καραβίτης, Ν., (1987), Ανάλυση των προσδιοριστικών παραγόντων της αύξησης των δηµόσιων δαπανών στην περίπτωση της ελληνικής οικονοµίας, Αθήνα Κακλίδης, Α., Φώτης, Γ., Κουτσόπουλος, Κ., Σιόλας, Α., (2009), Χωρική ανάλυση προτύπων εσωτερικής µετανάστευσης και κινητικότητας µε χρήση γεωγραφικών συστηµάτων πληροφοριών - Προσδιορισµός ενός γεωγραφικά σταθµισµένου υποδείγµατος, Μεταπτυχιακή Εργασία, Εθνικό Μετσόβιο Πολυτεχνείο,.Π.Μ.Σ. "Γεωπληροφορική", Αθήνα Κανάρογλου, Π., Σουλακέλλης, Ν., Μπαλούρδος,., (2001), Χωρική στατιστική και οι γεωγραφικές ανισότητες της γήρανσης στην Ελλάδα, Πανεπιστήµιο Θεσσαλίας, Συνέδριο: Οι χωρικές ιαστάσεις των ηµογραφικών εδοµένων, Βόλος Καραγιάννης, Α., (2004), Η επίδραση του χώρου στην αποτελεσµατικότητα της παραγωγικής διαδικασίας στις µικροπεριφέρειες της ελληνικής οικονοµίας, Αειχώρος, 3 (1), Κούρτης, Γ., Σ., (2010), Έκθεση του Ελεγκτικού Συνεδρίου επί του Απολογισµού και του Ισολογισµού του οικονοµικού έτους 2008, Αθήνα Προβόπουλος Γ., (1982), ηµοσιονοµική Θεωρία - Η Θεωρία των ηµοσίων απανών, εκδόσεις Αντ. Ν. Σάκκουλα, Αθήνα ΠΥΥ, (2012), Περιφερειακές Υπηρεσίες Υπουργείων, τελευταία πρόσβαση στις 12/01/2012

14 Ροβολής, Α., Τραγάκη, Α., (2008), Χωρική Ανάλυση της Απασχόλησης στην Ελληνική Βιοµηχανία, 6 ο Εθνικό Συνέδριο Ελληνικής Εταιρείας Περιφερειακής Επιστήµης (ERSA-GR), Αστική Ανάπτυξη στην Ελλάδα και την Ευρωπαϊκή Ένωση: Τάσεις και Προοπτικές Atkinson A., Kehoe P., (1995), The Welfare State and Economic Performance, National Tax Journal, 48, Carmen, W., Proctor, B.D., Smith J.C., (2009), Income, Poverty, and Health Insurance Coverage in the United States: 2008, U.S. CENSUS BUREAU, U.S. Department of Commerce, Economics and Statistics Administration Ceriani, L., Verme, P., (2011), The origins of the Gini index: extracts from Variabilità e Mutabilità (1912) by Corrado Gini, Journal of Economic Inequality, 1-23 Conceição P., Ferreira P., (2000), The Young Person s Guide to the Theil Index: Suggesting Intuitive Interpretations and Exploring Analytical Applications, Ιnequality Project, University of Texas Easterly, W., Rebelo, S., (1993) Fiscal policy and economic growth, Journal of Monetary Economics, 32, Gini, C., (1912), Variabilità e Mutuabilità, Contributo allo Studio delle Distribuzioni e delle Relazioni Statistiche, C. Cuppini, Bologna Hart, P., E., (1970), Entropy and Other Measures of Concentration, Journal of the Royal Statistical Society, 134, Kalogirou, S., and Hatzichristos, T., (2007), Α spatial modelling framework for income estimation, Spatial Economic Analysis, 2 (3), Moran, P., (1948), The interpretation of statistical maps, Journal of the Royal Statistics Society, Series B (Methodological), Novotný J., (2007), On the measurement of regional inequality: does spatial dimension of income inequality matter? Springer-Verlag 41, Peacock, A., Wiseman, J., (1961), The Growth of Public Expenditures in the United Kingdom, Princeton University Press The World Bank (2012), τελευταία πρόσβαση 25/01/2012 Tobler, W. R. (1970), A computer movie simulating urban growth in the Detroit region, Economic Geography, 46 (2), Wagner, A. (1890), Finanzwissenchaft, Leipzig: Winter, C. F.