55 UDK: 658.112:330.131.5 DOI: 10.5379/urbani-izziv-2012-23-02-006 Miki MALUL Mosi ROSENBOIM Tal SHAVIT Zavajajoče dojemanje in gospodarska učinkovitost regionalnega sistema Novost, ki jo prinaša ta članek, je uporaba učinka napačnega dojemanja na modelu središče-obrobje. Na podlagi teoretičnega modela bomo pokazali, da na prostem trgu ob uvedbi učinka napačnega dojemanja v model pride do napačne porazdelitve podjetij med središčem in obrobjem. Anketa z vprašalnikom je potrdila, da obstaja napačno dojemanje kakovosti proizvodnih dejavnikov, in sicer v korist središča. To napačno dojemanje lahko najdemo tako v pogledih središča na obrobje kot v pogledih obrobja nase. Za spremembo teh napačnih dojemanj bi se moralo obrobje bolj tržiti, obenem pa tudi krepiti svojo vlogo in svoj položaj v državi. Ključne besede: dojemanje, gospodarska učinkovitost, lokacija, obrobje 1 Uvod 2 Osnovni model Geografska zgoščenost podjetij v določeni regiji je pomemben dejavnik gospodarskega razvoja in neenakomerne porazdelitve dohodkov v tej regiji. Prostorsko zgoščenost je preučevalo že mnogo raziskovalcev, navadno v sklopu vprašanja »središče-ob-robje«, v zadnjem času pa tudi v povezavi z »novo ekonomsko geografijo« (v nadaljevanju: NEG; glej na primer Krugman, 1991; Baldwin, 2001; Lanaspa idr., 2001; Hu, 2002). Robert Helsley in William Strange (1990), Masahisa Fujita in Hes-ham Abdel-Rahman (1993) ter Dirk Dohse (1998) poročajo o neuspešnosti trga pri prostorskem umeščanju gospodarske dejavnosti. Ta neuspeh izvira iz nezmožnosti podjetij, da upoštevajo pozitivne zunanje dejavnike (obrobni vpliv na prednost aglomeracije) in negativne zunanje dejavnike (obrobni vpliv na cene prostega trga), vendar se ti modeli ne nanašajo na dodatne družbene stroške. Richard Baldwin in Philippe Martin (2004) modelu, ki ga je razvil Paul Krugman (1991), dodata še učinek mobilnosti kapitala; ugotavljata, da do prostorske zgoščenosti res prihaja, vendar se mogoče lahko sklada s procesom prestavljanja podjetij na revna območja. Lokacija podjetja v določenih regijah je namreč odvisna od razpoložljivosti proizvodnih dejavnikov in njihove kakovosti. Najpogostejši dejavniki so kakovost delovne sile, kakovost infrastrukture ter pozitivni učinki aglomeracije (ekonomija obsega) in negativni učinki aglomeracije (cene; glej Bar-El in Felsenstein, 1990; Taylor, 1993; Wong, 1998; Yukichi in Keijiro, 2000; Hodgkinson idr., 2001). V tem članku modele NEG razširimo z idejo napačnega dojemanja dejavnikov kakovosti proizvodnje na obrobju v primerjavi s središčem. Na dojemanje le delno vpliva fizična realnost, polega tega pa ta temelji na obrabljenih predsodkih, željah in spominih, ki se oblikujejo v kolektivnem spominu (Kavaratzis, 2004). Za spremembo tega napačnega dojemanja predlagamo uvedbo trženja kot orodja politike. Pravzaprav se trženje regij in mest kot orodje politike pogosto uporablja za sprejemanje podobe regije (Paddison, 1993) in s tem za spodbujanje regionalnega gospodarstva s pritegnitvijo novih naložb (Kearns in Philo, 1993; Short idr., 1993). Najprej smo razvili poenostavljen model, ki kaže uravnoteženo prostorsko porazdelitev podjetij med središčem in obrobjem, nato pa smo ga razširili tako, da smo v analizo vključili dejavnik dojemanja (kar temelji na modelu, ki sta ga razvila Miki Malul in Raphael Bar-El; glej Malul in Bar-El, 2009a, 2009b). Opisu teoretičnega modela sledi empirična analiza dejavnikov dojemanja na podlagi opravljene ankete. Naša analiza temelji na modelu, ki sta ga razvila Malul in Bar-El (2009a, 2009b), pri čemer bomo najprej opisali glavna načela delovanja tega modela, ki mu bomo nato dodali še učinek dojemanja. Zaradi poenostavitve predvidevamo, da sta v preučevanem gospodarstvu samo dve regiji. A je središčna regija (z visoko stopnjo gospodarske dejavnosti), B pa obrobna regija. Število podjetij dejansko predstavlja stopnjo gospodarske dejavnosti. Na začetku je število podjetij v regiji A večje kot v regiji B. Predvidevamo, da imamo idealen konkurenčni trg, na katerem vsako podjetje pri odločanju o umestitvi svoje dejavnosti razmišlja o regijah A in B. Cilj podjetja pri odločanju o umestitvi dejavnosti v regijo A ali B je povečati neto sedanjo vrednost (NSVj) v pogojih prostega trga, pri čemer se upoštevajo vse zasebne koristi in vsi zasebni stroški. V okviru analize lahko poenostavljeno predvidevamo, da lahko NSV razdelimo na dva dela, pri čemer prvi del določajo specifični tehnološki dejavniki podjetja ali panoge, drugi del pa je odvisen od lokacijskih dejavnikov. Naj bo NSVoS„rjvni tisti del NSV, ki ga določajo specifične značilnosti podjetja ali panoge, kot so proizvodna tehnologija, proizvodni dejavniki ipd. Z NSVj(X.) pa naj bo tisti del NSV, ki je odvisen od lokacijskih dejavnikov, oziroma del, ki ga lahko pripišemo regionalnim dejavnikom, v okviru katerih X.. predstavlja spremenljivke, ki vplivajo na NSV in katerih vrednosti so za vsako regijo drugačne (na primer cene, aglomeracija, infrastruktura ipd.); i je indeks vsake posamezne spremenljivke (i = 1 ... t), j pa indeks posamezne regije (j = {A,B}). Iz tega sledi: = NSV . + ^T NSViX.). J jsnjvni ^ j ji' i =1 Zaradi poenostavitve naj bo U^ relativna utež vpliva spremenljivke Z... Glede na to, da je NSV^nnjn enaka za obe regiji, si podjetje prizadeva povečati vrednost tega matematičnega izraza: ZP. = ^ NSVX) = ^ U X., i=i i=i pri čemer je ZP. »zasebna vrednost« regije j in izraža prispevek značilnosti regije j k NSV katerega koli podjetja v regiji, kot ga dojemajo vlagatelji, ki se morajo odločiti o lokaciji podjetja na podlagi dejavnikov, kot so vpliv infrastrukture v regiji, razpoložljivost delovne sile, oddaljenost od drugih regij, cena zemljišč itn. »Zasebna vrednost« regije j tako pomeni gospodarske koristi, ki jih podjetje lahko pridobi na podlagi specifičnih lastnosti te regije. Vrednost vsake Xji regiji B normaliziramo na 1, tako da vrednost spremenljivke v regiji A izraža relativno prednost regi- je A za vsako spremenljivko. Izbrali smo pet glavnih dejavnikov, ki vplivajo na vrednost ZP. ter smo jih razdelili na zunanje in notranje. Zunanji dejavniki so značilni za spremenljivke, ki jih določajo ali nanje vsaj močno vplivajo sile zunaj prostega trga; večinoma gre za dejavnike javne politike, kot so kakovost infrastrukture in delovne sile ter dostopnost glavnih dobrin. Notranji dejavniki pa so značilni za spremenljivke, ki so za vsako regijo določene kot funkcija števila podjetij v regiji: ekonomije aglomeracij (EA) in cene proizvodnih dejavnikov (CP). Ekonomije aglomeracij (EA): predvidevamo, da povečanje števila podjetij v regiji poveča ekonomije aglomeracij in posledično izboljša produktivnost vsakega podjetja v regiji (glej Arnott, 1979; Henderson, 1983, 1986; Goldstein in Gronberg, 1986; Davis in Weinstein, 1999). Spremenljivkaje razmerje nA/nB, pri čemer nA in nB predstavljata število podjetij v regiji A oziroma B (kot je definirano zgoraj, nA > nB). Prav tako predvidevamo, da prispevek ekonomij aglomeracij upočasnjeno narašča, kot je to prikazano v tej funkciji: EAa = (y)a 0 < a< 1, pri čemer je EAA relativna prednost regije A v primerjavi z regijo B na podlagi pozitivnih učinkov aglomeracije. Cene proizvodnih dejavnikov (CP): z večanjem števila podjetij v regiji se večajo tudi tamkajšnje cene (najemnine, mesečne plače in cene drugih proizvodnih dejavnikov; glej Mera, 1973; Mitra, 1999; Verhoef, 2000). Predvidevamo, da cene pospešeno naraščajo, kot je prikazano s to funkcijo: CPa =(y)ß, ßc > 1, pri čemer je ßc elastičnost cen v razmerju do števila podjetij, izraženega z odstotkovno spremembo v ceni, v odnosu z od-stotkovno spremembo števila podjetij. CPA so relativne cene v regiji A v primerjavi z regijo B. 2.1 Tržna rešitev Pokazali smo, da v sistemu dveh regij (A in B) prosti trg vodi v končno razmerje y. Vrednost v pogojih prostega trga za vsako regijo opredelimo, kot sledi: regija A: ZPA = constA = UAEya - Up(y' regija B: ZP^ = const^ = UAE1a - U^l , pri čemer const določajo vse zunanje spremenljivke (kakovost infrastrukture in delovne sile in dostopnost osrednjih javnih dobrin), predstavlja pa relativno prednost regije A pred regijo B. UAE in U^ sta uteži opisanih dveh delov funkcije NSV (EA in CP). ' V pogojih prostega in konkurenčnega trga razmerje med številom podjetij v regiji A in regiji B doseže ravnovesje pri yc, kot je prikazano na sliki 1. To razmerje izraža stabilno ravnovesje sistema (vsako odstopanje od njega pomeni, da ima ena od regij prednost, in tako podjetja spremenijo svojo lokacijo, da se čim bolj približajo temu ravnovesju). Vrzel med obema regijama, izražena z yc, je posledica upoštevanja prostega trga, pri čemer podjetja upoštevajo realne lastnosti vsake regije (to je kakovost delovne sile in infrastrukture). Malul in Bar-El (2009a) sta to ravnovesje analizirala v primerjavi z optimalnim razmerjem s socialnega vidika, pri čemer sta v analizo realnih cen, ki so posledica lokacije v določeni regiji, vključila še druge dejavnike, kot sta prenapolnjenost in onesnaževanje. Ugotovila sta, da bi moralo biti optimalno razmerje nižje od yc in da zato trg ni uspešen pri prostorski razporeditvi podjetij. Malul in Bar-El (2009b) sta ta model razširila tako, da sta mu dodala še mobilnost proizvodnih dejavnikov med regijama. Ugotovila sta, da ni nujno, da znižanje stroškov mobilnosti med regijama reši to tržno napako, ki je posledica prostega trga; kljub temu pa lahko zmanjša dohodkovno neenakost med regijama. V članku se ravnovesje na prostem trgu primerja z ravnovesjem, ki je doseženo takrat, ko podjetja napačno dojemajo dosežke regij. 2.2 Učinek dojemanja Predvidevamo, da je dojeta vrzel med konstantama obeh regij večja, kot je v resnici (natančneje, da dojemanje konstante vključuje dojemanje kakovosti strukture in delovne sile in dostopnosti osrednjih javnih dobrin). Če se je torej dojemanje razlikuje od resničnih okoliščin, bo spremenjena relativna vrednost osrednje regije višja, kot bi dejansko morala biti in kot je bila predstavljena v prejšnjem poglavju. Novi vrednosti regij sta: regija A: ZPa = ^ * constA = UAEya - U(yß ß regija B: ZP^^ = const^^ = UE 1a - Upl , pri čemer S izraža dojemanje dejavnika in je večja od 1, kar pomeni, da dojemanje pači prednosti osrednje regije. Pravzaprav bi enačbo za prejšnjo rešitev prostega trga lahko zapisali tako: ZCPA(yJ > ZPA(y) = ZPB(y). Kot je razvidno s slike 1, novo ravnovesje na prostem trgu znaša yp, > y^ in potrjuje, da prostemu trgu ni uspelo doseči učinkovite prostorske razporeditve podjetij med središčem in obrobjem zaradi napačnega dojemanja konstante v središču v razmerju do obrobja. ZP, y^ učinek ^ politike 1 \ I ^ ZPP;, I ' J'. J' Slika 1: Dojemanje ter njegov vpliv na ravnovesje zasebnega trga in optimalne socialne razmere (ilustracija: Miki Malul, Mosi Rosenboim in Tal Shavit) Pri teoretičnem modelu smo predvidevali, da je do napačnega dojemanja osrednje regije v odnosu do obrobne regije prišlo v povezavi s kakovostjo proizvodnega dejavnika. V naslednjem poglavju je opisan vprašalnik, ki smo ga uporabili za ocenjevanje obsega tega napačnega dojemanja. 3 Empirična ocena V tem poglavju bomo poskušali oceniti parameter S, s katerim merimo razlike med dejansko in dojeto vrzeljo v »konstantah« vsake regije. »Konstanta« večinoma vsebuje dva dejavnika: kakovost delovne sile in kakovost infrastrukture, ki skupaj tvorita približno 70 % »konstante« (Malul in Bar-El, 2009a). Preostalih 30 % tvorijo poslovno okolje, vključno s splošnim poslovnim okoljem, dostop do kapitala in raven kriminala (izraelsko ministrstvo za industrijo, trgovino in delo, 2005). 3.1 Vprašalnik V anketi je sodelovalo 84 izraelskih študentov MBA: 47 študentov (povprečna starost = 29,85 leta) je živelo in študiralo (na visoki šoli za menedžment) v osrednjem delu Izraela, 37 študentov (povprečna starost = 30,16 leta) pa je živelo in študiralo (na univerzi Ben Gurion) na jugu Izraela. Glede na to, da nekateri študenti, ki so sodelovali v našem vzorcu, trenutno delajo kot menedžerji, drugi pa bodo lahko ta mesta zasedli v prihodnje, ni razloga za domnevanje, da bi drugačen vzorec menedžerjev prinesel drugačne rezultate. Osrednja regija je središčna regija (regija A v teoretičnem modelu), južna regija pa obrobna regija (regija B v teoretičnem modelu). Anketirance smo prosili, naj izpolnijo vprašalnik, ki je bil sestavljen iz petih delov. Povedali smo jim, da je vprašalnik anonimen in da bo uporabljen samo v raziskovalne namene, nismo pa jim povedali, kaj je namen raziskave oziroma katere hipoteze preverjamo. V prvem delu vprašalnika so morali anketiranci odgovoriti na več demografskih vprašanj, na primer o starosti in spolu. V drugem delu smo navedli povprečne izraelske vrednosti treh izmerljivih kazalnikov (povprečne plače, povprečno število let študija in povprečno število kaznivih dejanj na 1.000 prebivalcev) in anketirance prosili, naj ocenijo regionalne vrednosti posameznega kazalnika. V tretjem delu so morali anketiranci oceniti kakovost proizvodnih dejavnikov, infrastrukture (cest in komunikacij), delovne sile (delovno silo in izobrazbo) in poslovnega okolja (osebno varnost in splošno kakovost kadrov). V četrtem delu vprašalnika smo ocenjevali raven zaupanja. Vsak anketiranec je moral ne lestvici od 1 do 7 označiti, koliko zaupa vsaki od teh dveh populacij: prebivalcem v osrednjem delu države in prebivalcem na jugu (1 = zelo nizko zaupanje, 7 = zelo visoko zaupanje). V tem delu smo anketirance vprašali tudi, koliko bi največ plačali za loterijsko srečko, če bi imeli 50-odstotno možnost, da zadenejo 1.000 NIS ali 0 NIS.[1] V prvem primeru so morali navesti, koliko bi odšteli za srečko, če bi plačnik prihajal iz osrednjega dela, v drugem pa koliko bi odšteli, če bi plačnik prihajal z juga. V zadnjem delu vprašalnika smo ocenjevali subjektivno stopnjo časovnega diskontiranja vsake skupine. Osnovna ekonomska teorija, na kateri temelji koncept časovnega diskontiranja, predvideva, da subjekt, ki se odloča o odlogu prejema plačila, upošteva časovne preference plačnika, ne pa tudi stopnje svojega zaupanja vanj. Stephen Knack in Philip Keefer (1997: 1252) pa trdita, da »ekonomske dejavnosti, ki zahtevajo določene posrednike, ki se morajo zanašati na prihodnja dejanja drugih, manj stanejo v okolju z višjo stopnjo zaupanja«. Ugotovila sta, da ima zaupanje velik vpliv na splošno ekonomsko dejavnost. Anketiranci so morali navesti tudi znesek (v NIS), ki bi ga bili pripravljeni prejeti čez 24 mesecev v zameno za odlog plačila 1.000 NIS, ki bi ga lahko prejeli v tistem trenutku. V prvem primeru je predvideni plačnik prihajal z juga, v drugem pa iz osrednjega dela. V skladu s hipotezo implicitnega tveganja (Benzion idr. 1989) so odložene posledice povezane z vrednostjo implicitnega tveganja, pri čemer posamezniki zahtevajo nadomestilo za spremembo svojega finančnega položaja. Mary Stevenson (1986), Leonard Green in Joel Myer-son (1996) ter Myerson idr. (2003) navajajo, da je odlaganje plačil tvegano, saj poveča možnost, da bo nekaj preprečilo izplačilo. Gideon Keren in Peter Roelofsma (1995) trdita, da do diskontiranja pride zaradi negotovosti prihodnjih izplačil. Natančneje, ugotovila sta, da ima uvedba zunanje negotovosti podoben učinek na posameznikovo vedenje kot učinek povečanih časovnih odlogov. Poleg tega so Malul idr. (2010) ugotovili, da obstaja negativna povezava med stopnjo zaupanja in diskontirano stopnjo odloženega prejema plačila. Preglednica 1: Proizvodni dejavniki: realne vrednosti in kot jih dojemajo anketirani Parameter Skupina anketirancev Povprečno dojemanje juga (st. odkl.) Povprečno dojemanje osrednjega dela (st. odkl.) mesečna plača jug 5.708 NIS* 9.100 NIS (1.043 NIS) (1.386 NIS) osrednji del 5.936 NIS * 9.441 NIS* (1.156 NIS) (1.553 NIS) realna vrednost 6.749 NIS 8.734 NIS število let izobra- jug 12,05* 18,68* ževanja (1,63) (1,62) osrednji del 11,62* 15,02* (1,45) (1,26) realna vrednost 13,30 14,30 kriminal jug 64,9 55,2* (31,6) (20,6) osrednji del 76,4* 56,7* (49,6) (18,9) realna vrednost 61 68 Opomba: (*) Statistično pomembno na ravni 5 % pri f-testu ničelne hipoteze, da povprečno dojemanje ustreza realni vrednosti. 4 Rezultati Analiza rezultatov ankete je pokazala, da v zvezi z južnimi in z osrednjimi območji obstaja določeno napačno dojemanje, in sicer pri vseh testiranih parametrih. V drugem delu vprašalnika smo uporabili realno merljive parametre za oceno kakovosti delovne sile (mesečna plača in število let izobraževanja) in poslovnega okolja (število kaznivih dejanj na 1.000 prebivalcev). Anketiranci so morali na podlagi povprečnih nacionalnih vrednosti teh parametrov oceniti posamezne regionalne vrednosti. Rezultati kažejo, da so anketiranci v povprečju ocenili, da so okoliščine v osrednjem delu boljše, kot so v resnici, medtem ko so za okoliščine na jugu menili, da so slabše, kot so te dejansko. Kot se je izkazalo pri ^-testu ničelne hipoteze, in sicer da povprečno dojemanje ustreza realni vrednosti, je večina rezultatov (prikazanih v preglednici 1) statistično pomembna na ravni 5 %. Realna povprečna mesečna plača na jugu je na primer znašala 6.749 NIS, po mnenju anketirancev z juga države pa naj bi ta znašala 5.708 NIS, medtem ko so anketiranci iz osrednjega dela države menili, da ta znaša 5.936 NIS. Realna mesečna plača v osrednjem delu je znašala 8.734 NIS, po mnenju anketirancev z juga pa naj bi ta znašala 9.100 NIS, medtem ko so anketiranci iz osrednjega dela menili, da znaša 9.441 NIS. Poleg tega rezultati v preglednici 1 kažejo, da obstaja podobno napačno dojemanje tudi glede števila let izobraževanja (kazalnika kakovosti delovne sile) in stopnje kriminala (kazalnika poslovnega okolja). Pričakovali smo, da se bo vsaka skupina anketirancev ocenila bolje od dejanskega stanja. Rezultati, prikazani v pregledni- ci 1, kažejo, da so se le anketiranci iz osrednjega dela ocenili bolje od dejanskega stanja, anketiranci z juga pa so se pri vseh merljivih parametrih ocenili slabše. Ti rezultati nakazujejo, da so anketiranci z juga podcenjevali svoje sposobnosti in dobre lastnosti. Če zaposleni v podjetju ne verjamejo v svoje izdelke, zakaj bi potem vanje verjeli potrošniki? V tretjem delu so morali anketiranci na lestvici oceniti kakovost proizvodnih dejavnikov, infrastrukture (ceste in komunikacije), delovne sile (delovno silo in izobraževanje) in poslovnega okolja (osebno varnost in splošno kakovost poslovnega okolja). Ugotovili smo, da so anketiranci iz osrednjega dela občutno slabše ocenili dejavnike na jugu države (izjema so bile ceste) kot anketiranci z juga (dojemanje samih sebe). Pri dojemanju dejavnikov v osrednjem delu pa nismo opazili bistvenih razlik med anketiranci z juga in tistimi iz osrednjega dela (glej preglednico 2). T-vrednost (statistično pomembna) je rezultat ^-testa ničelne hipoteze, da se ocene dejavnikov med anketiranci z juga in tistimi iz osrednjega dela ne razlikujejo. Iz preglednic 1 in 2 je razvidno, da anketiranci podcenjujejo kakovost proizvodnih dejavnikov na obrobnem območju in precenjujejo njihovo kakovost v osrednjem (S > 1). Razlog za to ni samo dejstvo, da jug podcenjujejo prebivalci osrednjega dela države, ampak ga podcenjujejo tudi prebivalci juga. V zadnjem delu smo analizirali raven zaupanja anketirancev z juga in iz osrednjega dela v prebivalce juga in osrednjega dela. Zaupanje smo merili z neposredno lestvico zaupanja v vsaki skupini in njihovo pripravljenostjo plačati loterijsko srečko. Preglednica 2: Ocene proizvodnih dejavnikov Parameter Skupina anketirancev Povprečno dojemanje juga (st. odkl.) Povprečno dojemanje osrednjega dela (st. odkl.) cestna infrastruktura jug 3,73 (1,02) osrednji del 3,55 (1,21) f-vrednost (statistično pomembna) 0,72 (0,47) 5,05 (1,25) 5,02 (1,24) 0,12 (0,91) komunikacijska infrastruk- jug tura 5,05 (1,13) osrednji del 4,57 (1,28) f-vrednost (statistično pomembna) 1,82 (0,07) 5,73 (0,99) 5,94 (0,99) -0,95 (0,35) splošna kakovost delovne jug sile 4,62 (1,21) osrednji del 4,11 (1,07) f-vrednost (statistično pomembna) 2,04 (0,05) 5,78 (1,15) 5,85 (0,81) -0,31 (0,76) izobraževanje jug 4,35 (1,42) osrednji del 3,66 (1,31) f-vrednost (statistično pomembna) 2,30 (0,02) 5,76 (1,21) 5,43 (1,12) 1,29 (0,20) osebna varnost jug 4,41 (1,36) osrednji del 3,87 (1,54) f-vrednost (statistično pomembna) 1,68 (0,10) 5,22 (1,13) 5,19 (1,11) 0,1 (0,92) splošna kakovost kadrov jug 4,68 (1,20) osrednji del 4,06 (1,15) f-vrednost (statistično pomembna) 2,36 (0,02) 5,51 (0,84) 5,66 (0,79) -0,81 (0,42) V preglednici 3 je prikazana povprečna stopnja zaupanja, ki so jo prebivalci obeh regij imeli v prebivalce osrednjega dela in juga. Zdi se, da anketiranci iz osrednjega dela države manj zaupajo ljudem z juga kot prebivalcem iz osrednjega dela, medtem ko anketiranci z juga enako zaupajo obema skupinama prebivalcev. Povprečni znesek, ki so ga bili pripravljeni plačati za loterijsko srečko, kaže, da so prebivalci osrednjega dela pripravljeni plačati manj, če je končni plačnik nagrade prebivalec juga. Anketiranci z juga pa so pripravljeni plačati enako, ne glede na to, ali končni plačnik prihaja z juga ali iz osrednjega dela. To se sklada s stopnjo zaupanja, saj bi moralo nižje zaupanje v končnega plačnika nagrade pomeniti nižjo pripravljenost plačila večjega zneska za loterijo. Preglednica 3: Povprečni kazalniki stopnje zaupanja Parameter Skupina anketirancev Povprečno dojemanje Povprečno dojemanje f-vrednost (statistično pomembna) juga (st. odkl.) osrednjega dela (st. odkl.) lestvica zaupanja jug 4,53 4,30 1,16 (1,25) (1,24) (0,25) osrednji del 3,96 4,66 4,22 (1,18) (0,96) (0,00) loterija jug 174 167 -0,75 (180) (172) (0,46) osrednji del 173 177 1,76 (190) (188) (0,08) Nezaupanje bi lahko pripeljalo do višjih obrestnih mer za skupino, za katero vlada nezaupanje, in posledično do napačne porazdelitve kapitala (Malul idr., 2010). Ker je večina kapitala nakopičena v osrednji regiji, bi to lahko negativno vplivalo na poslovno okolje na obrobju. Anketirance smo prosili, naj navedejo povprečno mesečno stopnjo donosa, ki bi jo potrebovali za 24-mesečni odlog prejema plačila. Kot smo omenili že zgoraj, so morali navesti znesek (v NIS), ki bi ga bili pripravljeni sprejeti čez 24 mesecev (ZPS), če bi odložili prejem fiksnega zneska 1.000 NIS, ki bi ga lahko prejeli v tistem trenutku. V prvem primeru bi bil končni plačnik zneska prebivalec juga, v drugem primeru pa prebivalec osrednjega dela države. Za vsakega anketiranca smo izračunali mesečno obrestno mero, ki jo je zahteval za odlog plačila, in sicer tako: predvidevali smo, da je ZPS znesek, ki ga je anketiranec i pripravljen od končnega plačnika prejeti čez 24 mesecev, da bi odložil plačilo 1.000 NIS, ki bi jih moral prejeti danes. Povprečno mesečno stopnjo donosa r smo izračunali s to formulo: r = (ZPS/1.000)(1/24) - 1. Anketiranci iz osrednjega dela so od plačnika z juga države v povprečju zahtevali 5,1-odstotni mesečni donos, od tistega iz osrednjega dela pa 4,8-odstotni donos. V skladu z razlikami v dojemanju in zaupanju smo ugotovili, da je mesečni donos, ki se zahteva od plačnika z juga države, višji od donosa, ki se zahteva od plačnika iz osrednjega dela države (^-vrednost = 1,89, statistično pomembna pri 0,065). 5 Vplivi na politiko Neuspešnost trga, ki izvira iz napačnega dojemanja »konstante« med podjetji (kot to kažejo rezultati naše raziskave), zahteva posredovanje politike. Osrednja vlada bi morala »popraviti« učinek napačnega dojemanja, zlasti s trženjem obrobne pokrajine na podlagi obveščanja o trenutnem stanju infrastrukture in kakovosti delovne sile v primerjavi z osrednjo regijo (Kotler idr., 1993; Van der Berg in Braun, 1999). S temi trženjskimi ukrepi bi morali podjetja in podjetniki prepoznati pravo vrzel med javnimi dobrinami v obeh regijah, kar bi odpravilo napačno dojemanje. Ker napačno dojemanje vodi v napačno porazdelitev gospodarskih dejavnosti, bi morala osrednja vlada s popolnoma ekonomskega vidika sprejeti ukrepe za dosego učinkovitosti gospodarstva. V praksi pa bi morala sodelovati (ali se posvetovati) z regionalnimi vladami v obrobnih skupnostih, da bi učinkovito popravila učinek tega napačnega dojemanja. Politični ukrepi bi morali podjetjem in podjetnikom omogočiti, da vidijo vrednost ZP^^ na zasebnem trgu, kar bi vodilo v učinkovito porazdelitev gospodarske dejavnosti. Pravzaprav bi morali trženjski ukrepi diskontirati konstanto regije A, kot jo na prostem trgu dojemajo podjetja in podjetniki, z razmerjem 1/5, s čimer bi bil odpravljen učinek napačnega dojemanja. Obenem bi morali spremeniti tudi kakovost infrastrukture in delovne sile, tako da bi na koncu dosegli ravnovesje med ZPPAV in ZPA (ZPPAV = ZPA), pri čemer je ZPPAV zasebna vrednost regije A po posredovanju vlade. Tako lahko po posredovanju vlade dosežemo učinkovito porazdelitev podjetij med osrednjim delom in obrobjem. Mogoče je, da bodo stroški doseganja učinkovitega ravnovesja (y) razmeroma visoki v primerjavi z njegovo učinkovitostjo, zaradi česar bi morala vlada razmisliti o usmeritvi gospodarstva k y*, pri čemeryc < y* < yc.. 6 Sklep Nova ekonomska geografija analizira uravnovešeno prostorsko porazdelitev gospodarske dejavnosti med središčem in obrobjem, pri čemer upošteva ekonomijo in disekonomijo obsega. Rezultati ankete so pokazali, da se napačno dojemanje pojavlja pri vseh preučevanih parametrih. Napačno dojemanje kakovosti delovne sile (mesečne plače in let šolanja), infrastrukture (cest in komunikacij) in poslovnega okolja (splošne kakovosti kadrov, stopnje kriminala in stopnje zaupanja), pri čemer je središče v prednosti pred obrobjem, ne izvira samo iz podcenjevanje obrobja, ampak tudi iz samopodcenjevanja anketirancev z juga. Pokazali smo, da je vrzel med dojemanji, ki vplivajo na finančne odločitve, kot so obrestne mere in pripravljenost plačevanja tveganih naložb, odvisna od tega, ali plačnik prihaja z juga ali iz osrednjega dela. Rezultati ankete potrjujejo potrebo po vključevanju učinka napačnega dojemanja v modele središče-obrobje. V teoretičnem modelu smo pokazali, da v primeru napačnega dojemanja relativne kakovosti proizvodnih dejavnikov med središčem in obrobjem prosti trg ne more doseči optimalne porazdelitve gospodarske dejavnosti med središčem in obrobjem. Zato je potrebno vladno posredovanje, ki bo »popravilo« napako, ki jo ustvari učinek napačnega dojemanja. Kot glavni politični ukrep bi morali uvesti trženje obrobne regije (ob hkratni krepitvi vloge in položaja prebivalcev na jugu), na podlagi česar bi morebitni vlagatelji prepoznali pravo kakovost te regije v primerjavi z osrednjo regijo. Tovrstni ukrepi bi na podlagi izboljšane porazdelitve gospodarske dejavnosti med središčem in obrobjem lahko pomagali dvigniti splošno gospodarsko blaginjo. Miki Malul Ben-Gurion University of the Negev, Department of Public Policy and Administration, Beer-Sheva, Izrael E-pošta: malul@som.bgu.ac.il Mosi Rosenboim Ben-Gurion University of the Negev, Department of Management, Beer-Sheva, Izrael E-pošta: mmm@som.bgu.ac.il Tal Shavit The College of Management Academic Studies, Rishon LeZion, Izrael E-pošta: shavittal@gmail.com Opombe [1] Med anketiranjem je menjalni tečaj znašal 4 NIS za 1 USD. Viri in literatura Arnott, R. J. (1979): Unpriced transport congestion. Journal of Economic Theory, 21(2), str. 294-316. DOI: 10.1016/0022-0531(79)90032-2 Baldwin, R. E. (2001): The core-periphery model with forward-looking expectations. Regional Science and Urban Economics, 31(1), str. 21-49. DOI: 10.1016/S0166-0462(00)00068-5 Baldwin, R. E., in Martin, P. (2004): Agglomeration and regional growth. V: J. V. Henderson, in J. F. Thisse (ur.): Handbook of regional and urban economics, str. 2671-2711. Amsterdam, Elsevier. Bar-El, R., in Felsenstein, D. (1990): Entrepreneurship and rural industrialization: Comparing urban and rural patterns of loca-tional choice in Israel. World Development, 18(2), str. 257-267. DOI: 10.1016/0305-750X(90)90051-X Benzion, U., Rapoport, A., in Yagil, J. (1989): Discount rates inferred from decisions: An experimental study. Management Science, 35(3), str. 270284. DOI: 10.1287/mnsc.35.3.270 Davis, D. R., in Weinstein, D. E. (1999): Economic geography and regional production structure: An empirical investigation. European Economic Review, 43(2), str. 379-307. DOI: 10.1016/S0014-2921(98)00063-4 Dohse, D. (1998): Infrastructure provision and locational efficiency in a federation: A numerical approach. Papers in Regional Science, 77(3), str. 241-263. DOI: 10.1111/j.1435-5597.1998.tb00716.x Fujita, M., in Abdel-Rahman, H. M. (1993): Specialization and diversification in a system of cities. Journal of Urban Economics, 33(2), str. 189222. DOI: 10.1006/juec.1993.1013 Goldstein, G. S., in Gronberg, T. J. (1986): Economies of scope and economies of agglomeration. Journal of Urban Economics, 16(1), str. 91104. DOI: 10.1016/0094-1190(84)90052-4 Green, L., in Myerson, J. (1996): Exponential versus hyperbolic discounting of delayed outcomes: Risk and waiting time. American Zoologist, 36(4), str. 496-505. Helsley, R. W., in Strange, W. C. (1990): Matching and agglomeration economies in a system of cities. Regional Science and Urban Economics, 20(2), str. 189-212. DOI: 10.1016/0166-0462(90)90004-M Henderson, V. G. (1983): Industrial bases and city sizes. American Economic Review, 73(2), str. 164-168. Henderson, V. G. (1986): Efficiency of resource usage and city size. Journal of Urban Economics, 19(1), str. 47-70. DOI: 10.1016/0094-1190(86)90030-6 Hodgkinson, A., Nyland, C., in Pomfert, S. (2001): The determination of location in New South Wales. Regional Studies, 35(1), str. 39-55. DOI: 10.1080/00343400120025664 Hu, D. (2002): Trade, rural-urban migration, and regional income disparity in developing countries: A spatial general equilibrium model inspired by the case of China. Regional Science and Urban Economics, 32(3), str. 311-338. DOI: 10.1016/S0166-0462(01)00075-8 Izraelsko ministrstvo za industrijo, trgovino in delo (2005): National strategic plan for the development of the Negev. Jeruzalem. Kavaratzis, M. (2004): From city marketing to city branding: Towards a theoretical framework for developing city brands. Place Branding, 1(1), str. 58-73. DOI: 10.1057/palgrave.pb.5990005 Kearns, G., in Philo, C. (1993): Selling places. The city as cultural capital, past and present. Oxford, Pergamon Press. Keren, G., in Roelofsma, R. (1995): Immediacy and certainty in intertemporal choice. Organizational Behavior and Human Decision Process, 63(3), str. 287-297. DOI: 10.1006/obhd.1995.1080 Knack, S., in Keefer, P. (1997): Does social capital have an economic payoff? A cross-country investigation. The Quarterly Journal of Econo mics, 112(4), str. 1251-1288. DOI: 10.1162/003355300555475 Kotler, P., Haider, D. H., in Rein, I. (1993): Marketing places: Attracting investment, industry and tourism to cities, states and nations. New York, Free Press. Krugman, P. (1991): Increasing returns and economic geography. Journal of Political Economy, 99(3), str. 483-499. DOI: 10.1086/261763 Lanaspa, L. F, Pueyo, F., in Sanz, F. (2001): Multiple equilibria, stability, and asymmetries in Krugman's core-periphery model. Papers in Regional Science, 80(4), str. 425-438. DOI: 10.1111/j.1435-5597.2001.tb01212.x Malul, M., in Bar-El, R. (2009a): The gap between free market and social optimum in the location decision of economic activity. Urban Studies, 46(10), str. 2045-2059. DOI: 10.1177/0042098009339427 Malul, M., in Bar-El, R. (2009b): Core-periphery market failure in the location of economic activity. The Review of Regional Studies, 39(1), str. 85-98. Malul, M., Rosenboim, M., in Shavit, T. (2010): Costs of mistrust between ethnic majority and minorities: Evidence from Israel. Review of Social Economy, 68(4), str. 1-18. DOI: 10.1080/00346760903480541 Mera, K. (1973): On the urban agglomeration and economic efficiency. Economic Development and Cultural Change, 21(2), str. 309-324. DOI: 10.1086/450630 Mitra, A. (1999): Agglomeration economies as manifested in technical efficiency at the firm level. Journal of Urban Economics, 45(3), str. 490500. DOI: 10.1006/juec.1998.2100 Myerson, J., Green, L., Hanson, S., Holt, D., in Estle, S. J. (2003): Discounting delayed and probabilistic rewards: Processes and traits. Journal of Economic Psychology, 24(5), str. 619-635. DOI: 10.1016/S0167-4870(03)00005-9 Paddison, R. (1993): City marketing, image reconstruction and urban regeneration. Urban Studies, 30(2), str. 339-349. DOI: 10.1080/00420989320080331 Short, J. R., Benton, M., Luce, W. B., in Walton, J. (1993): Reconstructing the image of an industrial city. Annals of the Association of American Geography, 83(2), str. 207-224. DOI: 10.1111/j.1467-8306.1993.tb01932.x Stevenson, M. K. (1986): A discounting model for decisions with delayed positive or negative outcomes. Journal of Experimental Psychology: General, 115(2), str. 131-154. DOI: 10.1037/0096-3445.115.2.131 Taylor, J. (1993): An analysis of the factors determining the geographical distribution of Japanese manufacturing investment in the UK 1984-9. Urban Studies, 30(7), str. 1209-1224. DOI: 10.1080/00420989320081131 Van den Berg, L., in Braun, E. (1999): Urban competitiveness, marketing and the need for organizing capacity. Urban Studies, 36(5), str. 987-999. DOI: 10.1080/0042098993312 Verhoef, E. T. (2000): The implementation of marginal external cost pricing in road transport: Long run vs. short run and first-best vs. second-best. Papers in Regional Science, 79(3), str. 307-332. DOI: 10.1111/ j.1435-5597.2000.tb00774.x Wong, C. (1998): Determining factors for local economic development: The perception of partitioners in the north west and eastern regions of UK. Regional Studies, 32(8), str. 707-720. DOI: 10.1080/00343409850119409 Yukichi, M., in Keijiro, O. (2000): Agglomeration economies and geographical concentration of industries: A case study of manufacturing sectors in postwar Japan. Journal of the Japanese and International Economies, 14(3), str. 189-203. DOI: 10.1006/jjie.2000.0449