natgillin/translations-raw huggingface dataset:
Οι εν λόγω περιφέρειες ήταν η Ιρλανδία, το κατά κεφαλή ΑΕγχΠ της οποίας από 81 % αυξήθηκε σε 115 % του μέσου όρου της ΕΕ κατά τη διάρκεια της εξεταζόμενης περιόδου. Η δεύτερη ήταν η περιφέρεια Hainaut του Βελγίου, το κατά κεφαλή ΑΕγχΠ της οποία σημείωσε ύφεση και από 82 % έφθασε σε 71 %. Η τρίτη κατηγορία σχετίζεται με τις γερμανικές περιφέρειες του στόχου αριθ. 1, το κατά κεφαλή ΑΕγχΠ των οποίων αυξήθηκε και από ένα επίπεδο γύρω στο 50 % προσέγγισε το 70 % του μέσου όρου της ΕΕ κατά το τέλος της περιόδου (για παράδειγμα, στο Thuringen σημειώθηκε αύξηση του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ από 52 % το 1993 σε 70 % το 2000). 
These were; Ireland, which saw its GDP per capita rise from 81 % to 115 % of the EU average over the period; the Hainaut region in Belgium, which saw its GDP per capita decline from 82 % to 71 %; and German Objective 1 regions which saw the GDP per capita rise from a range around 50 % to close to 70 % of the EU average by the end of the period (for example, Thuringen saw its GDP per capita rise from 52 % in 1993 to 70 % in 2000).
Προκειμένου να ληφθούν υπόψη οι ευρείας κλίμακας μεταβολές του είδους αυτού στο κατά κεφαλή ΑΕγχΠ, χρησιμοποιήθηκαν ειδικές στατιστικές μεταβλητές (ή ενδεικτικές) που κατέστησαν δυνατή τη μεταβολή της λειτουργίας για τις τρεις αυτές ευρείες περιφέρειες. 
To take account of such large relative changes in GDP per capita, specific statistical (or dummy) variables where included for this purpose which allowed the function to shift for these three broad regions.
Τα αποτελέσματα της παλινδρόμησης που παρουσιάζονται στον πίνακα 1 παρέχουν ορισμένα σημαντικά θέματα που αξίζει να επισημανθούν. Γενικώς, το 74 % της απόκλισης μεταξύ του ποσοστού διακύμανσης του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ οφείλεται στις «ερ-μηνευτικές» μεταβλητές. 
Overall, 74 % of the variation in the change in GDP per capita is accounted for by the ÔexplanatoryŐ variables.
Οι δύο κύριες ερμηνευτικές μεταβλητές, δηλαδή η μεταβολή των ποσοστών της απασχόλησης (CEMPL) και η μεταβολή των ποσοστών της ανεργίας (CUNMP) είναι στατιστικώς σημαντικές. 
Both main explanatory variables, that is the change in employment rates (CEMPL) and change in unemployment rates (CUNMP) are statistically significant.
Στην περίπτωση του CEMPL, ο συντελεστής υπολογίζεται ότι είναι 0,24, γεγονός που σημαίνει ότι κάθε αύξηση κατά μία ποσοστιαία μονάδα της απασχόλησης ή του ποσοστού των απασχολούμενων σχετίζεται με τη βελτίωση κατά ένα τέταρτο της ποσοστιαίας μονάδας του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ στις περιφέρειες του στόχου αριθ. 1 –και ως εκ τούτου, εάν δεν υπάρξει καμία άλλη μεταβολή, το ποσό αυτό έρχεται να συμπληρώσει την απόκλιση του ΑΕγχΠ. 
In the case of CEMPL, the coefficient estimated is 0,24, suggesting that each one percentage point increase in the employment or participation rate is associated with an improvement in GDP per capita of Objective 1 regions by a quarter of a percentage point Ń thereby, if nothing else changes, closing the GDP gap by this amount.
(1) Συγκεφαλαιωτική έκθεση, σ. 62. 
2,3210 (1) Synthesis Report, p. 62.
12.12.2006 EL Επίσημη Εφημερίδα της Ευρωπαϊκής Ένωσης C 302/27 5. 
12.12.2006 EN Official Journal of the European Union C 302/27 5.
Αυτό το αποτέλεσμα είναι εκ διαμέτρου αντίθετο με το συμπέρασμα στο οποίο κατέληξε η συγκεφαλαιωτική έκθεση και αποτελεί χρήσιμο δείκτη της δυνατότητας που υπάρχει, από την ανάλυση των αποτελεσμάτων στις περιφέρειες του στόχου αριθ. 1 κατά την περίοδο αυτή, του περιορισμού της απόκλισης του ΑΕγχΠ βελτιώνοντας τα ποσοστά της απασχόλησης –που αποτελεί το πλέον σημαντικό αποτέλεσμα από την πλευρά της προοπτικής της πολιτικής. 
This result directly contradicts the conclusion reached in the synthesis report, and provides a useful indicator of the potential there is, from an analysis of the results of Objective 1 regions over this period, to close the GDP gap by improving participation rates Ń a most relevant result from the policy perspective.
Ένα δεύτερο αξιοσημείωτο στοιχείο στα αποτελέσματα που παρουσιάζονται στον πίνακα 1, σχετίζεται με τον αντίκτυπο που έχουν οι μεταβολές στα ποσοστά ανεργίας στις μεταβολές του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ. 
A second feature of note in the results in Table 1 relates to the impact of the changes in unemployment rates on changes in the GDP per capita.
Αυτός ο αντίκτυπος (ο οποίος εξετάζεται επίσης στο επόμενο τμήμα) είναι επίσης σημαντικός από στατιστική πλευρά, αλλά ποσοτικώς είναι μάλλον περιορισμένος, σχεδόν αμελητέας αξίας. 
This impact (also discussed in the next section) is also statistically significant, but is rather small quantitatively, almost of an irrelevant value.
Η ανεργία σημείωσε οριακή ύφεση γενικώς στις περιφέρειες του στόχου αριθ. 1 και ίσως αυτό αποτελεί το λόγο για την επίτευξη αυτού του αποτελέσματος. 
Unemployment declined marginally overall in Objective 1 regions, and this may be the reason for this result.
Για να τύχει περαιτέρω εκμετάλλευσης η αξιοπιστία των κύριων αποτελεσμάτων που περιλαμβάνει ο πίνακας 1 σχετικά με τον αντίκτυπο των μεταβολών του ποσοστού απασχόλησης και των μεταβολών του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ, ο πίνακας 2 παρέχει την παλινδρόμηση των αποτελεσμάτων για το σύνολο των περιφερειών της ΕΕ των 15, για τις οποίες η Eurostat διέθετε διαρκώς στοιχεία και όχι μόνον για τις περιφέρειες του στόχου αριθ. 1. 
To explore further the robustness of the main result in Table 1 relating to the impact of changes in the employment rate and changes in GDP per capita, Table 2 provides the regression results for all regions in the EU-15 and for which data was consistently available from Eurostat, and not just for Objective 1 regions.
Τα αποτελέσματα για τις 145 περιφέρειες προέκυψαν από στοιχεία που διέφεραν ελαφρώς από εκείνα του πίνακα 1. 
The results from 145 regions where derived from slightly different data than in Table 1.
Αντί να ληφθεί ακριβώς το ποσοστό της μεταβολής μεταξύ της έναρξης και της λήξης της σχετικής περιόδου, υπολογίστηκε το μέσο ποσοστό της μεταβολής για το σύνολο της περιόδου. 
Rather than taking just the rate of change between the beginning and end of the relevant period, the average rate of change was computed for the whole period.
Αυτό θεωρήθηκε ότι παρείχε περισσότερο αντιπροσωπευτική συνολική εικόνα των εξελίξεων επί ορισμένα έτη, στη συγκεκριμένη περίπτωση κατά τη διάρκεια της πενταετούς περιόδου μεταξύ 1996 και 2000. 
This was judged to give a more representative summary of developments over a number of years, in this case over the five year period between 1996 and 2000.
(Λόγω του ότι τα στοιχεία ήταν περιορισμένα στις διαθέσιμες στατιστικές, δεν ήταν εφικτή η έναρξη της περιόδου αναφοράς σε προγενέστερο σημείο για ορισμένες περιφέρειες). 
(Due to data limitations in the available statistics, an earlier starting point was not feasible for a number of regions.)
Πίνακας 2 (1) Παλινδρόμηση της μέσης μεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ σε σχέση με τη μέση μεταβολή του ποσοστού της απασχόλησης (ACEMPL) και τη μέση μεταβολή του ποσοστού της ανεργίας (ACUNEMP) Μεταβλητή παλινδρόμησης Συντελεστής Τυπικό σφάλμα C 5,2110 0,12999 ACEMPL 0,24119 0,63540 ACUNEMP – 0,0019479 0,012260 ID 4,7009 0,85873 LD 5,4309 0,84670 Λόγος T 40,086 [Πιθ.] [000] [000] [0,874] [000] [000] [0,014] [000] 0,60974 38,4979 [000] 1,3477 – 177,2101 – 194,6286 BED DED R-στο τετράγωνο Τυπικό σφάλμα παλινδρόμησης Μέση εξαρτημένη μεταβλητή Υπόλοιπο ποσό τετραγώνων Κριτήριο πληροφοριών Αkaike Στατιστική DW – 0,64276 0,25885 – 1,3747 0,17517 0,62600 R-στο τετράγωνο προσαρμοσμένο 0,84193 Στατιστική F (6,138) 5,2359 Τυπική απόκλιση της εξαρτημένης μεταβλητής 97,8204 R-στο τετράγωνο προσαρμοσμένο – 184,2101 Κριτήριο Schwarz Bayesian 1,6353 – – – 3,7959 0,1588 5,4743 6,4142 2,4831 7,8479 (1) Γιατονκατ’εκτίμησηυπολογισμόχρησιμοποιήθηκαν145παρατηρήσεις.ID,LD,BED,DEDαποτελούνενδεικτικέςμεταβλητέςγιατηνΙρλανδία, το Λουξεμβούργο, το Βέλγιο και τη Γερμανία. 
Table 2 (1) Regression of average change in GDP per capita on average change in employment (ACEMPL) and average change in unemployment (ACUNEMP) Regressor Coefficient Standard error C 5,2110 0,12999 ACEMPL 0,24119 0,63540 ACUNEMP Đ 0,0019479 0,012260 ID 4,7009 0,85873 LD 5,4309 0,84670 BED Đ 0,64276 0,25885 DED Đ 1,3747 0,17517 R-squared 0,62600 R-bar-squared T-ratio 40,086 [Prob] [000] [000] [0,874] [000] [000] [0,014] [000] 0,60974 38,4979 [000] 1,3477 Đ 177,2101 Đ 194,6286 Đ Đ Đ 3,7959 0,1588 5,4743 6,4142 2,4831 7,8479 S.E. of regression Mean of dependent variable Residual sum of squares Akaike information criterion DW-statistic 0,84193 F-stat.
Το C αποτελεί σημείο τομής. 
C is the intercept.
Από το αποτελέσματα προκύπτει ότι ο συντελεστής της μέσης μεταβολής που σημειώθηκε στην απασχόληση είναι σχεδόν ο ίδιος όπως και στην προηγούμενη περίπτωση, δηλαδή 0,24, γεγονός που σημαίνει ότι μια αύξηση του ποσοστού της απασχόλησης της τάξης του 1 % τείνει να σχετίζεται με την αύξηση κατά 0,24 % του κατά κεφαλήν ΑEγχΠ. 
The results indicate that the coefficient for the average change in employment is practically the same as in the previous case, that is 0,24, indicating that for all regions, a 1 % increase in the employment rate tends to be associated with a 0,24 % increase in GDP per capita.
Αυτό το αποτέλεσμα είναι επίσης σημαντικό από στατιστική πλευρά, όπως και όλη η εξίσωση της παλινδρόμησης (προστέθηκε μια επιπλέον ενδεικτική μεταβλητή για το Λουξεμβούργο, πάλι γιατί η αύξηση στο κατά κεφαλή ΑEγχΠ από το 161 % το 1996 σε 199 % το 2000, διαφέρει αισθητά από τη μέση απόδοση των λοιπών περιφερειών). 
This result is also statistically significant, as is the whole regression equation. (An additional dummy variable for Luxembourg has been added, again because the increase in GDP per capita from 161 % in 1996 to 199 % in 2000, is markedly different from the average performance of the other regions).
C 302/28 EL Επίσημη Εφημερίδα της Ευρωπαϊκής Ένωσης 12.12.2006 9. 
C 302/28 EN Official Journal of the European Union 12.12.2006 9.
Ο αντίκτυπος της μεταβολής που σημείωσε η μεταβλητή του ποσοστού της ανεργίας είναι επίσης ελάχιστος και, στην περίπτωση αυτή, στατιστικώς αμελητέος και αρνητικός. 
The impact of the change in the unemployment rate variable is again minimal and in this case is statistically insignificant and negative.
Τα αποτελέσματα αυτά συνεπάγονται ότι ο αντίκτυπος που έχουν οι μεταβολές των ποσοστών ανεργίας στις μεταβολές στο κατά κεφαλήν ΑEγχΠ δεν φαίνεται έντονος –πιθανώς διότι οι άνεργοι υπολογίζονται ήδη στο εργατικό δυναμικό και στο μέτρο του ΑEγχΠ που χρησιμοποιείται, κάθε δε μεταβολή ενός ανέργου σε απασχολούμενο είναι λιγότερο εύκολο να εκτιμηθεί στις στατιστικές αναλύσεις του είδους αυτού. 
The implications from these results are that the impact of changes in the unemployment rate on changes in GDP per capita does not appear strong Ń possibly because the unemployed are already accounted for in the labour force and in the measure of GDP that is used, and any change from unemployed to employed has a less easy impact to capture in statistical analysis of this type.
Αναμφισβήτητα, στον τομέα αυτό απαιτείται να διεξαχθούν ευρύτερες έρευνες. 
Certainly, more research in this area seems warranted.
12.12.2006 EL Επίσημη Εφημερίδα της Ευρωπαϊκής Ένωσης C 302/29 ΠΑΡΑΡΤΗΜΑ III Αύξηση του ΑEγχΠ και διαρθρωτικά ταμεία 1. 
12.12.2006 EN Official Journal of the European Union C 302/29 ANNEX III GDP growth and the structural funds 1.
Διενεργήθηκε πολλαπλή ανάλυση της παλινδρόμησης προκειμένου να διερευνηθεί η σχέση μεταξύ της μέσης ετήσιας μεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ για τις περιφέρειες του στόχου αριθ. 1 (την εξαρτημένη μεταβλητή) έναντι των πραγματικών κατά κεφαλή δαπανών των ταμείων της ΕΕ στις περιφέρειες του στόχου αριθ. 1 για κάθε κράτος μέλος. 
A multiple regression analysis was conducted to explore the link between the average annual change in GDP per capita for the Objective 1 area (the dependent variable) vis--vis the actual EU funds per capita expenditure in the Objective 1 regions of each member state.
Χρησιμοποιούνται τα ίδια στοιχεία και η ίδια χρονική περίοδος (1993-1999) όπως εκείνα που εντοπίστηκαν στη συγκεφαλαιωτική έκθεση της συγκεφαλαιωτικής έκθεσης. 
The same data and time period (1993 to 1999) is used as that found in the Synthesis Report.
Πρέπει να επισημανθεί ότι η προτυποποίηση των ποσοστών μεταβολής αποτελεί, από στατιστική πλευρά, δυσχερές εγχείρημα και, συχνά, παρέχει ελάχιστες διευκρινίσεις σχετικά με τη διακύμανση στο πλαίσιο της εξαρτημένης μεταβλητής. 
It should be noted that modelling rates of change is a statistically demanding exercise, and often gives low levels of explained variation in the dependent variable.
Παρ’ όλα αυτά, από τα αποτελέσματα του πίνακα 1 προκύπτει ότι το 53 % της διακύμανσης της εξαρτημένης μεταβλητής οφείλεται στις διαφορές σχετικά με την κατά κεφαλή κατανομή των κεφαλαίων της ΕΕ. 
Nonetheless, the results in Table 1 show that 53 % of the variation in the dependent variable is accounted for by the different allocations in EU Funds on a per capita basis.
Αυτό αποτελεί ένα σημαντικό αποτέλεσμα από στατιστική πλευρά και σημαίνει ότι οι περιφέρειες στις οποίες χορηγήθηκαν υψηλότερες δαπάνες κατά κεφαλή από τα διαρθρωτικά ταμεία της ΕΕ τείνουν επίσης να εμφανίζουν υψηλότερο μέσο ποσοστό αύξησης του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ κατά την εξεταζόμενη περίοδο. 
This is a statistically significant result, and suggests that regions which have had a higher actual EU Structural Fund expenditure on a per capita basis, also tended to have a higher average GDP growth per capita over the period.
Μολονότι το δείγμα είναι μικρό, και αυτό καθιστά τη στατιστική εκτίμηση δυσχερή, καθεμία από τις έντεκα παρατηρήσεις αποτελεί ένα κράμα πληροφοριών που συνελέγησαν σε μεγάλο αριθμό περιφερειών και, κατά συνέπεια, αντιστοιχεί σε ευρύτερη βάση πληροφόρησης από ό,τι απλώς θα προέκυπτε από τις έντεκα παρατηρήσεις. 
Although the sample is small, and this makes the statistical assessment difficult, each of the 11 observations is an amalgam of the information in many regions and thus represents a wider information base than the mere 11 observations would suggest.
Αυτό το αποτέλεσμα έρχεται σε αντίθεση με αυτό που παρέχεται στην έκθεση και υποδηλοί ότι στον τομέα αυτό απαιτείται περαιτέρω διερεύνηση. 
This result contrasts with that given in the report and suggests that further research in this area is warranted.
Επίσης, στην παράσταση 1 παρέχεται η καμπύλη των πραγματικών και των κατά παρέκταση αξιών που προκύπτουν από την εν λόγω παλινδρόμηση. Πίνακας 1 Παλινδρόμηση της μέσης μεταβολής του κατά κεφαλή ΑΕγχΠ σε σχέση με τη μέση μεταβολή των κατά κεφαλή πιστώσεων που χορηγήθηκαν από τα διαρθρωτικά ταμεία της ΕΕ (EUSFPC) Μεταβλητή παλινδρόμησης Συντελεστής – 2,0780 Τυπικό σφάλμα 0,90194 0,88559 R-στο τετράγωνο προσαρμοσμένο Στατιστική F (1,9) Τυπική απόκλιση της εξαρτημένης μεταβλητής Εξίσωση λογαριθμικής πιθανοφάνειας Κριτήριο Schwarz Bayesian Παράσταση 1 Λόγος T – 2,3040 3,1834 10,1340 [Πιθανότ.] 
Table 1 Regression of average change in GDP per capita on average change in EU structural funds per capita (EUSFPC) Regressor Coefficient Đ 2,0780 Standard error 0,90194 0,88559 S.D. of dependent variable Equation log-likelihood Schwarz Bayesian criterion Figure 1 T-ratio Đ 2,3040 3,1834 10,1340 [Prob] [0,047] [0,011] 0,47737 [0,011] 1,7089 Đ 16,8304 Đ 19,2283 C EUSFPC 2,8192 R-squared S.E. of regression Mean of dependent variable Residual sum of squares Akaike information criterion DW-statistic 0,52963 1,2355 0,53688 13,7371 Đ 18,8304 1,8219 R-bar-squared F-stat.
C 302/30 EL Επίσημη Εφημερίδα της Ευρωπαϊκής Ένωσης 12.12.2006 ΠΑΡΑΡΤΗΜΑ IV Προσομοιώσεις HERMIN και ανεργία 1. 
C 302/30 EN Official Journal of the European Union 12.12.2006 ANNEX IV HERMIN simulations and unemployment 1.
Το μοντέλο HERMIN εφαρμόστηκε βάσει «μέσης» υπόθεσης (μέση-μέση) σχετικά με τις επιδράσεις ή την ελαστικότητα της προσφοράς όσον αφορά το ανθρώπινο κεφάλαιο και τις υποδομές. 
The HERMIN model was applied on the basis of an assumed ÔaverageŐ hypothesis (medium-medium) concerning supply effects or elasticities with respect to human capital and infrastructure.
Η αξιοπιστία αυτών των αποτελεσμάτων εξακριβώθηκε με ανάλυση του βαθμού ευαισθησίας βάσει δύο περαιτέρω υποθέσεων: «μηδενική-μηδενική»: «υψηλή-υψηλή»: — ήσσονος σημασίας νεοκλασικές επιδράσεις (μέσω μεταβολών των σχετικών τιμών), — καμία επίδραση στην προσφορά (σχετικά με τις βελτιώσεις στις υποδομές και το ανθρώπινο κεφάλαιο) ή μικρή ελαστικότητα της απόδοσης και του παράγοντα παραγωγικότητας σχετικά με τις φυσικές υποδομές και το ανθρώπινο κεφάλαιο∙ — πολύ πιο σημαντικές επιδράσεις στην προσφορά (όσον αφορά τις φυσικές υποδομές και το ανθρώπινο κεφάλαιο) που εξακολουθούν να ισχύουν και μετά την περίοδο που αφορά το ΚΠΣ. 
The robustness of these results were analysed by means of a sensitivity analysis on the basis of two further hypotheses: zero-zero: Ń Ń high-high: Ń minor neo-classical effects (via changes in relative prices), no supply effects (in terms of improvements in infrastructure and human capital) or small output and factor productivity elasticities with respect to physical infrastructure and human capital; supply effects much more pronounced (in terms of physical infrastructure and human capital) and continue to apply following the CSF period.
Όσον αφορά την ανεργία, οι προσομοιώσεις HERMIN για την Ανατολική Γερμανία, την Ισπανία, την Ελλάδα, την Ιρλανδία και την Πορτογαλία οδήγησαν σε μεταβολές στο ποσοστό της ανεργίας, οι οποίες κυμαίνονται σύμφωνα με τις τρεις υποθέσεις. 
As regards to unemployment, the HERMIN simulations for eastern Germany, Spain, Greece, Ireland and Portugal have led to changes in the unemployment rate which varies according to the three hypotheses.
Προκειμένου να αξιολογηθεί καλύτερα η καταλληλότητα των αποτελεσμάτων, το Συνέδριο μετέτρεψε τις μειώσεις (ή τις αυξήσεις) του ποσοστού της ανεργίας σε καθαρές θέσεις που δημιουργήθηκαν (ή απωλέσθηκαν). 
To assess better the appropriateness of the results, the Court converted the falls (or increases) in the unemployment rate into net jobs created (or lost).
Τα αποτελέσματα της μετατροπής των μειώσεων (ή των αυξήσεων) της ανεργίας σε καθαρές θέσεις που δημιουργήθηκαν (ή απωλέσθηκαν) παρέχονται στον πίνακα 1. 
The results of converting falls (or increases) in unemployment into net jobs created (or lost) are given in Table 1.
Πίνακας 1 Προσομοιώσεις HERMIN Ανατολική Γερμανία Ισπανία Ελλάδα Ιρλανδία Πορτογαλία Υπόθεση «μηδενική-μηδενική» 822 308 1 051 135 303 034 86 679 497 445 Καθαρές θέσεις που δημιουργήθηκαν Υπόθεση «μέση-μέση» 729 923 241 789 190 825 64 621 250 502 Υπόθεση «υψηλή-υψηλή» 635 755 – 806 026 65 969 36 335 – 253 299 3. 
Table 1 HERMIN simulations Eastern Germany Spain Greece Ireland Zero-zero hypothesis 822 308 Net jobs created Medium-medium hypothesis 729 923 241 789 190 825 64 621 250 502 High-high hypothesis 635 755 Đ 806 026 65 969 36 335 Đ 253 299 1 051 135 303 034 86 679 497 445 Portugal 3.
Η εγκυρότητα των αποτελεσμάτων απαιτείται να εκτιμηθεί υπό το πρίσμα των κατωτέρω παρατηρήσεων: α) Στην περίπτωση των νέων γερμανικών «Länder», παρά το γεγονός ότι τα στοιχεία εκ των κάτω προς τα άνω εξακολουθούν να είναι ελλιπή, μπορεί να συναχθεί το συμπέρασμα ότι τα αριθμητικά στοιχεία που παρήχθησαν με τη χρήση του μοντέλου HERMIN για τις καθαρές θέσεις που δημιουργήθηκαν φαίνεται, σε όλες τις υποθέσεις, ότι υπερβαίνουν αισθητά τα στοιχεία που παρήχθησαν με άμεση παρακολούθηση των ίδιων των σχεδίων (500 000 θέσεις περίπου δημιουργήθηκαν ή διατηρήθηκαν) (1). β) Όσον αφορά την Ιρλανδία, από τη σύγκριση με άλλα στοιχεία προκύπτει ότι το καθαρό αριθμητικό στοιχείο των 64 621 θέσεων, που οφείλεται στο ΚΠΣ, φαίνεται ότι έχει υποεκτιμηθεί κατά κάποιο τρόπο, σε σύγκριση με τα λοιπά αποδεικτικά στοιχεία. 
The validity of the results needs to be assessed in the light of the following observations: (a) In the case of the new German Lnder, although the bottom-up data are still incomplete, it can be concluded that the figures produced using HERMIN for net jobs created appear, in all the hypotheses, substantially to exceed the data produced by monitoring directly the projects themselves (about 500 000 created jobs or maintained) (1). (b) As regards Ireland, the comparison with other data show that the net figure of 64 621 that is attributed to the CSF appears somewhat understated compared with the other evidence.
Τα στοιχεία που προκύπτουν από την παρακολούθηση καταδεικνύουν ότι το ΕΠ «Βιομηχανία» συνεπήχθη τη δημιουργία 212 000 μεικτών θέσεων εργασίας περίπου και τη δημιουργία 90 000 καθαρών θέσεων. 
Monitoring figures show that the ÔindustryŐ OP led to about 212 000 gross jobs created and 90 000 net jobs created.
Εξάλλου, στο σύνολο του οικονομικού πλαισίου, αυξήθηκε ο συνολικός αριθμός των θέσεων εργασίας κατά 395 075 (2). 
Furthermore, the total number of jobs, across the whole economy, increased by 395 075 (2).
Επίσης, οι αξιολογητές επισήμαναν ότι είναι σημαντικό να εξεταστεί η κατάσταση πέραν του ΚΠΣ, προκειμένου να ληφθούν υπόψη στοιχεία της πολιτικής, όπως τα κίνητρα για άμεσες εξωτερικές επενδύσεις και η πολιτική κάμψης της πληθωριστικής τάσης σε επίπεδο μισθών, που συνοδεύουν το ΚΠΣ. 
The evaluators also note that it is important to look beyond the CSF in order to take account of policy elements, such as incentives for FDI and the policy of curbing wage inflation, that accompany the CSF.
Με άλλα λόγια, το μοντέλο δεν λαμβάνει υπόψη αυτά τα στοιχεία, τα οποία αυξάνουν τον αντίκτυπο που καταλογίζεται στο ΚΠΣ. γ) Το ΚΠΣ του στόχου αριθ. 1 στην Ισπανία, το οποίο είναι το μεγαλύτερο από τα ΚΠΣ, εφαρμόζοντας τη μέση υπόθεση, έχει πολύ λιγότερο ικανοποιητικά αποτελέσματα από ό,τι το ΚΠΣ των νέων «Länder» του στόχου αριθ. 1 όσον αφορά τη δημιουργία θέσεων εργασίας και η απόδοσή του υπερβαίνει το τελευταίο στον τομέα αυτό μόνον εάν υποτεθεί ότι οι επιδράσεις της ζήτησης προέχουν. 
In other words, the model does not take account of these elements, which increase the impact attributed to the CSF. (c) The Spanish O1 CSF, which is the largest of the CSFs, by applying the average hypothesis, is far less successful than the new Lnder O1 CSF in terms of job creation and outperforms the latter in this area only if it is supposed that demand effects predominate.
Ωστόσο, σύμφωνα με την υπόθεση αυτή, το καθαρό αριθμητικό στοιχείο για τις θέσεις που δημιουργήθηκαν κατά την περίοδο 1994-1999 χάρις στο ΚΠΣ του στόχου αριθ. 1, θα αντιστοιχούσε στο 40 % περίπου της αύξησης της απασχόλησης στην Ισπανία μεταξύ των ετών 1995 και 2000, υπόθεση που φαίνεται ιδιαίτερα αισιόδοξη. δ) Εάν εφαρμοστεί στην Πορτογαλία η μέση υπόθεση και η υπόθεση υπεροχής των επιδράσεων της ζήτησης, προκύπτουν κατ’ εκτίμηση υπολογισμοί σχετικά με τις καθαρές θέσεις εργασίας που δημιουργήθηκαν που υπερέχουν κατά πολύ των υπολογισμών των εθνικών αρχών (3). 
However, under that hypothesis, the net figure for jobs created during 1994 to 1999 as a result of the O1 CSF would account for around 40 % of employment growth in Spain between 1995 and 2000, which appears rather optimistic. (d) Applying the average hypothesis and the hypothesis of dominant demand effects to Portugal gives net job creation estimates that are far higher than those produced by the national authorities (3).
Ωστόσο, αυτό το θέμα δεν εξετάστηκε. 
However, this has not been addressed.
(1) Έκθεση αξιολόγησης για τη Γερμανία (Στόχος αριθ. 1), (σ. 42, 48, 70, 72, 85 και 86). 
(1) Evaluation report for Germany (O1), (pp. 42, 48, 70, 72, 85, 86).
(2) Έκθεση αξιολόγησης για την Ιρλανδία (σ. 61 και 92). 
(2) Evaluation report for Ireland (pp. 61, 92).
(3) Τμήμα Προβλέψεων και Σχεδιασμού (Πορτογαλία). 
(3) Department for Forecasts and Planning (DPP).
12.12.2006 EL Επίσημη Εφημερίδα της Ευρωπαϊκής Ένωσης C 302/31 ε) Το ίδιο αληθεύει για την Ελλάδα, όπου οι κατ’ εκτίμηση υπολογισμοί των εθνικών αρχών σχετικά με τη δημιουργία καθαρών θέσεων εργασίας υπερέβησαν αισθητά τις εκτιμήσεις που προέκυψαν από το μοντέλο ΗΕRMIN (με όλες τις υποθέσεις) όσον αφορά τη μείωση της ανεργίας. 
12.12.2006 EN Official Journal of the European Union C 302/31 (e) The same is true for Greece, where the national authorityŐs net job creation estimates substantially exceed the estimates obtained from the HERMIN model (under all hypotheses) concerning falls in unemployment.