34 IZBOR METOD PRI PROUČEVANJU FENOMENA ČEZMEJNIH ZDRUŽITEV IN PREVZEMOV The methodology choice with analyzing cross-border mergers and acquisitions Anita Maček Samostojna raziskovalka in Doba Fakulteta, Maribor anita.macek@net.doba.si Rasto Ovin Univerza v Mariboru, Ekonomsko-poslovna fakulteta, Inštitut za ekonomsko diagnozo in prognozo rasto.ovin@uni-mb.si Izvleček Avtorja ponazarjata možen izbor metodoloških korakov pri raziskavi fenomena, za ka- terega ni uradnih statističnih podatkov, primarnih podatkov pa od udeležencev v tran- sakcijah ni moč dobiti. Gre za merjenje ekonomskih učinkov čezmejnih združitev in prevzemov. V članku je prikazana izvirna rešitev, s katero sta avtorja obšla ta problem. Enostavnost metode zbiranja podatkov, ki je v primerjavi z metodo v primerljivih raziska- vah sicer inovativna, je bilo treba za robustnost rezultatov kompenzirati z uporabo več statističnih testov. Glede na to, kako so dobljeni rezultati prestali statistične preizkuse, je moč sklepati, da je bila ocena stiliziranih dejstev na osnovi uporabljene temeljne metode (ankete) dovolj zanesljiva. Ključne besede: statistična analiza spremenljivk anketnega vprašalnika, neposredne tuje investicije, čezmejne združitve in prevzemi Abstract In this article the authors present methodological steps with the research for which stati- stical data are non-existent. At the same time, primary data from transaction participants are also not obtainable. The empirical phenomena were cross-border mergers and acquisitions. The article presents the original solution, which helped the authors avoid this problem. The simplicity of the innovative method was compensated for by using se- veral statistical tests. Results were obtained using basic methods of statistical tests, which led to the conclusion that the estimation of stylized facts on the basis of the fundamental method (poll) was reliable enough. Keywords: statistical analysis of questionnaire variables, foreign direct investment, cross- border mergers and acquisitions Prejeto/Received: Maj 2012 Popravljeno/Revised: September 2012 Sprejeto/Accepted: September 2012 4 IZVIRNI ZNANSTVENI ČLANEK – ORIGINAL SCIENTIFIC PAPER Naše gospodarstvo / Our Economy Vol. 58, No. 5-6, 2012 pp. 34-43 DOI: 10.7549/ourecon.2012.5-6.04 UDK: 34.758:303.62 JEL: C15 a N I t a Ma č e k , ra s t O Ov I N : Iz b O r M e t O d p r I p r O u č e v a N j u f e N O M e N a č e z M e j N I h z d r u ž I t e v I N p r e v z e M O v 35 1 Uvod Raziskovalci v ekonomiji pri proučevanju izbranega empiričnega problema nujno uporabljamo kvantitativne raziskave, saj v primerjavi z naravoslovnimi in tehniškimi področji večinoma nimamo na voljo eksperimenta. Kvanti- tativni pristop je v ekonomiji nujen zato, da bi se osvobodili pristranskosti in voluntarizma. Zato smo odvisni od dosto- pnih statističnih podatkov. Te je na današnji ravni informa- cijske tehnologije tehnično lahko pridobiti, čeprav je treba za nekatere od njih dobiti dovoljenje (v Sloveniji so primer za to npr. statistike gospodinjstev) ali pa jih je treba kupiti. Realna gospodarska dogajanja obsegajo tudi velike tran- sakcije, pri katerih udeleženci niso zavezani k objavi vseh podatkov, saj predstavljajo poslovno skrivnost. Iz istega ra- zloga relevantnih podatkov za analizo ni moč pridobiti niti z anketo. Vztrajnost raziskovalcev zato zahteva, da se lotimo posrednih poti do podatkov, uporabnih za analizo. Pri tem se moramo zavedati, da ti podatki ne bodo tako verodostojni, kot če bi jih pridobili neposredno od udeležencev ali iz javne statistike. V dosedanjih raziskavah (Ovin in Maček 2010, Maček in Ovin 2007, Maček in Ovin 2011) smo na ta izziv odgovo- rili tako, da smo se z anketo obrnili na najbolj kvalificirano strukturo, ki je bila na tak ali drugačen način v stiku s se- kundarnimi podatki, in to v smislu spremljanja empiričnega fenomena v raziskovalni praksi in v medijih. Pomanjkljivosti pristopa na osnovi t. i. »postsekundarnih« podatkov smo te- stirali in izključevali s statistično preveritvijo rezultatov s po- močjo različnih statističnih testov. Poleg tega smo logičnost rezultatov preizkušali tudi s pomočjo indeksov, ki jih zbirata UNCTAD in Heritage fundation. 2 Predstavitev izbranega empiričnega fenomena Liberalizacija mednarodnih tokov kapitala je bila v EU zakonsko vzpostavljena z Maastrichtsko pogodbo leta 1994, odločilno za zakonsko ureditev čezmejnih združitev in pre- vzemov (Č-M Z&P) pa je bilo sprejetje Direktive o prevze- mnih ponudbah 2004/25/EC leta 2004. Kljub temu da je bilo v letih neposredno pred tem zaznati dinamične integracijske procese med evropskimi državami, je bilo za sprejem Di- rektive potrebnih 17 (!) let. Komaj je bila uzakonjena, je že začela povzročati skrbi evropskim nacionalnim vladam, saj so rastoče Č-M Z&P v najpomembnejših sektorjih zmanjše- vale nadzor vlad nad najpomembnejšimi politikami, kot sta politika zaposlovanja in industrijska politika. S tem so Č-M Z&P sprožili t. i. obrambno politiko vlad za zaščito pomemb- nejših podjetij pred tujimi prevzemi. Ta je bila ponekod tako močna, da si je prislužila ime »ekonomski nacionalizem«. Ti procesi so pritegnili raziskovalce in poglabljati smo začeli raziskave o ekonomskih učinkih vhodnih neposrednih tujih investicij (NTI) v obliki Č-M Z&P v evropskih državah. Podatke o neposrednih tujih investicijah in manj o združi- tvah in prevzemih najdemo v nacionalnih (vrednost in giba- nje vhodnih in izhodnih NTI, Č-M Z&P in drugih oblik NTI) in mednarodnih statistikah (evropski podatki EURSTAT, glo- balni podatki UNCTAD). Čeprav so na voljo vrednosti bolj ali manj agregiranih kategorij, pa ni podatkov, ki bi omo- gočili analizo ekonomskih učinkov teh procesov. Da bi bili razpoložljivi podatki za takšne analize uporabni, bi morali biti udeleženci v transakcijah pripravljeni razkriti podatke o ekonomskih učinkih Č-M Z&P, česar pa ni pričakovati, saj je to njihova poslovna skrivnost. Poleg tega bi bilo za med- narodno primerjalno analizo treba zbrati tako nedostopne podatke za več držav, kar enostavno ni izvedljivo. V članku so predstavljene možne rešitve, kako preseči pomanjkanje primerljivih podatkov za mednarodno primer- jalno analizo. V naslednjem poglavju prikazujemo vzorec in vprašalnik, s pomočjo katerega smo pridobili podatke za analizo. V četrtem poglavju so prikazani statistični testi, s katerimi smo poskušali zmanjšati pristranskost, ki se poja- vi kot tveganje pri anketah, kot smo jo izvedli mi. V petem poglavju preverjamo logičnost rezultatov naše analize s po- močjo indikatorjev mednarodnih specializiranih organizacij. Zadnje poglavje prinaša sklepne ugotovitve. 3 Vzorec in vprašalnik V raziskavah smo analizirali ekonomske učinke in spreje- mljivost vhodnih Č-M Z&P v evropskih državah. Raziskave smo doslej izvedli na osnovi podatkov za prehod med letoma 2004/2005 in letoma 2008/2009, trenutno pa potekajo pripra- ve za pridobitev podatkov za prehod med letoma 2012/2013. V članku bomo to raziskavo imenovali osnovna raziskava. Pristop se lahko upošteva kot totalna analiza, saj pripisujemo mikropodatkom (posamezni odgovori) reprezentativnost za določeno državo. Menimo, da nam je z izborom respondentov in z uporabo ustreznih statističnih testov uspelo zmanjšati tve- ganja, ki na prvi pogled delujejo kot nesprejemljiva, na takšno raven, da lahko govorimo o robustnih rezultatih analize. Prvi ukrep za zmanjšanje tveganja, da bi dobili pristran- ske odgovore, je bilo preverjanje odgovorov na vprašanja iz ankete pri več respondentih iz iste države. Naslovniki so bili znanstveniki in strokovnjaki z univerz in poslovnih šol, ki raziskujejo Č-M Z&P ali spremljajo te transakcije v svoji državi na kateri drug način. S takšnim pristopom smo po našem mnenju zagotovili primerno kakovost odgovorov, če našo analizo primerjamo z znanimi pristopi s pomočjo total- ne analize, kot so: analiza vesti iz dnevnega časopisja (Vaa- ra idr. 2001), anketiranje državnih uradnikov v posameznih državah (European Group for Investor Protection 2005) ter zbiranje mnenj urednikov in novinarjev uveljavljenih časo- pisov (Global Financial Communication Network – GFC/ Net 2007). Respondente upoštevamo kot kvalificirane zaradi njihovih naslednjih lastnosti: povabljene so bile osebe, ki predavajo in raziskujejo na po- – dročju NTI oz. Č-M Z&P; pričakovati je, da učitelji in raziskovalci na univerzah in – poslovnih šolah, ki se ukvarjajo s tem področjem, komu- nicirajo v okviru akademske skupnosti, s čimer oblikujejo svoja stališča o učinkih teh transakcij; praviloma takšni zainteresirani učitelji in raziskovalci svoja – stališča izmenjujejo tudi s strokovno in širšo javnostjo, kar še spodbuja njihovo pripravljenost, da spremljajo prakso na tem področju; na tak ali drugačen način se z njimi kot uveljavljenimi na – njihovem področju posvetujeta politika in poslovni svet, ko gre za Č-M Z&P. Na osnovi zgoraj navedenih lastnosti respondentov, upo- NG, š t . 5-6/2012 Iz v I r N I z N a N s t v e N I č l a N k I /Or I G I N a l s c I e N t I f I c p a p e r s 36 števanih v študiji, je moč najprej sklepati na to, da je izbor respondentov za študijo na osnovi nedostopnih podatkov ne- dvomno zanesljivejši od izbora v primerjanih študijah. Drugič pa sta tudi izbor vprašanj in njihova konstrukcija omogočila razmeroma visoko statistično zanesljivost že pri uporabi line- arnega regresijskega modela. To je vsekakor moč upoštevati kot metodološki prispevek k analizi izbranega fenomena. Osnovno raziskavo izvajamo s pomočjo vprašalnika, ki obsega 21 vprašanj o učinkih vhodnih Č-M Z&P. Vzorec vključuje 109 znanstvenikov in strokovnjakov s 109 univerz in poslovnih šol iz 33 evropskih držav. Za primerjalno analizo smo evropske države razdelili na industrijske in tranzicijske. Da bi si olajšali statistično analizo vprašalnika, je bilo 18 vpra- šanj od 21 organiziranih v obliki Likertove lestvice. Vprašalnik je sestavljen iz 4 skupin vprašanj, ki se nana- šajo na ekonomske učinke vhodnih Č-M Z&P (10 vprašanj), javno mnenje o teh transakcijah (3 vprašanja), vladne ukrepe na tem področju (4 vprašanja) in pričakovanja anketirancev za prihodnost (4 vprašanja). Na tem mestu v zgoščeni obliki predstavljamo najpomembnejši del vprašalnika, tj. vprašanja o ekonomskih učinkih (makroekonomski in mikroekonomski učinki) vhodnih Č-M Z&P. Vprašanja oz. skupine vprašanj so: Katera pozitivna pričakovanja od vhodnih Č-M Z&P so najbolj prisotna v vaši državi (9 možnosti, kot so: koristi v obliki uvoza znanja, izboljšanja tehnologije in dostop na nove trge)? Ali so Č-M Z&P prispevali h konsolidaciji strateških pa- nog v vaši državi (energetika, finančni posredniki, komunika- cije)? Ena od možnih koristi Č-M Z&P je zmanjšanje bega mo- žganov iz države prejemnice in pritegovanje visokokvalifici- rane delovne sile kot posledice razvoja tehnologije in večjega znanja. V kolikšni meri je ta učinek Č-M Z&P prisoten v vaši državi? Kakšen je bil pomen privatizacije preko Č-M Z&P za pri- vatizacijski prihodek v vaši državi? Katera oblika akulturacije je prevladala, ko je prišlo do Č-M Z&P (asimilacija, integracija, ločevanje)? Katera grožnja Č-M Z&P je bila v vaši državi najbolj pri- sotna (7 možnosti, in to od zmanjševanja zaposlenosti, podce- njenosti prodanih podjetij pa vse do izrivanja domačih podjetij s trga)? Ali so Č-M Z&P okrepile ali poslabšale položaj strateških panog oz. podjetij v vaši državi? Ali so bile Č-M Z&P zaradi osredotočanja na lahke do- bičke na nerazvitih trgih neuspešne pri prenosu znanja in so namesto tega raje izkoriščale priložnosti za izplen dobička? Ali so Č-M Z&P povzročale zmanjšanje premoženja in zapiranje podjetij? Ali so Č-M Z&P povzročale krčenje zmogljivosti oddel- kov za raziskave in razvoj? Odgovore na vprašanja iz ankete smo najprej prikazali v obliki deskriptivne statistike, ki je omogočila splošni pre- gled nad dobljenimi rezultati. V nadaljevanju smo zato, da bi pridobili čim bolj robustne rezultate raziskav, uporabili stati- stične teste, ki jih predstavljamo v naslednjem poglavju. 4 Statistični testi za preverjanje robustnosti re- zultatov Statistično analizo smo izvedli s pomočjo programa SPSS – X for Windows. Notranjo zanesljivost vprašalnika smo analizirali s pomočjo Cronbachovega koeficienta alfa; koeficient predstavlja razmerje med variabilnostjo odgovo- rov v raziskavi, ki je posledica razlik med mnenji vprašanih. Test bo dal želene rezultate, če se odgovori v anketi razliku- jejo, ker imajo vprašani o raziskovalnem problemu različno mnenje, ne pa zato, ker bi bila študija nerazumljivo prika- zana. Formula za izračun Cronbachovega koeficienta alfa je (Field 2005, 667–668): 2 2 item item N Cov s Cov a = + ∑ ∑ , (1) kjer je v števcu kvadrirano število enot pomnoženo s povprečno kovarianco, v imenovalcu pa vsota vseh varianc in kovarianc (tj. vsota vsega v matriki variance-kovariance). Vrednosti Cronbachovega koeficienta alfa se gibljejo med 0 in 1, o zanesljivi študiji pa je moč govoriti pri koeficientu od 0,75 do 0,83. Na področju družboslovnih raziskav je študija zanesljiva že, če je njegova vrednost večja od 0,6 (Nunnally in Bernstein 1994, Garson 2002). Vrednost koeficienta, ki jo beležimo, je 0,755, kar nakazuje na visoko zanesljivost naše študije. S koeficientom korelacije smo merili povezanost med dve- ma izbranima spremenljivkama. Izbrali smo gospodarsko rast in UNCTAD-ov indeks dejanskih pritokov NTI (Inward FDI Performance Index) posamezne države prejemnice NTI na eni strani in odgovore na vprašanja na drugi strani. Pearsonov koe- ficient izračunamo po formuli (Gujarati 2003, 883): { } cov( , ) cov( , ) var( ) var( ) xy x y XY XY X Y r s s = = − , (2) pri čemer koeficient prikazuje linearno povezanost in zavzema vrednosti v intervalu [–1, 1] (Gujarati 2003, 883). Vrednost 0 pomeni, da med opazovanima spremenljivkama ni povezanosti, +1 pomeni, da obstaja pozitivna povezanost (ko se povečuje vrednost prve spremenljivke, se v povprečju povečuje tudi vrednost druge), –1 pomeni, da je povezanost negativna (ko se povečuje vrednost prve spremenljivke, se v povprečju niža vrednost druge). Za oba primera preveri- tve smo postavili ničelno in alternativno hipotezo. V prvem primeru smo postavili ničelno hipotezo, da med indeksom dejanskih pritokov NTI in odgovori na vprašanja ni pove- zanosti, in alternativno hipotezo, ki govori, da povezanost obstaja. V drugem primeru pa smo postavili ničelno hipo- tezo, da med gospodarsko rastjo in odgovori na vprašanja α ρ a N I t a Ma č e k , ra s t O Ov I N : Iz b O r M e t O d p r I p r O u č e v a N j u f e N O M e N a č e z M e j N I h z d r u ž I t e v I N p r e v z e M O v 37 ni povezanosti, in alternativno hipotezo, da povezanost med spremenljivkama obstaja. Povezanost z gospodarsko rastjo (na 10 % ali 5 % sto- pnji tveganja) smo dokazali pri vseh odgovorih na vprašanja, ki so se nanašala na makroekonomske in mikroekonomske učinke Č-M Z&P, razen pri vprašanjih o zmanjšanju pre- moženja in zapiranja podjetij, zmanjšanju bega možganov in povečanju visokokvalificirane delovne sile. Na drugi stra- ni smo povezanost med gospodarsko rastjo in odgovori na vprašanja, povezana z mnenjem medijev in vladnih reakcij, lahko dokazali le pri enem vprašanju (splošno mnenje medi- jev o Č-M Z&P). Odgovori na vprašanja o mnenju medijev in vladnih reakcijah so bili bolj povezani z indeksom dejan- skih pritokov NTI. Posebej nas je zanimalo testiranje statistično značilnih razlik med odgovori razvitih in tranzicijskih držav. V ta na- men smo uporabili dvostranski neodvisni t-test, ki analizira statistično značilne razlike aritmetičnih sredin dveh skupin (Field 2005, 286). V skladu s statističnim preizkušanjem smo za analizo po- stavili dve hipotezi: 0 1 2 : 0 Hm m − = (3) 1 1 2 : 0 Hm m − ≠ , (4) pri čemer ničelna hipoteza H 0 pomeni, da razlike v pov- prečjih odgovorov med obema skupinama držav ne obsta- jajo, alternativna H 1 pa, da statistično značilne razlike ob- stajajo. Izraz statistično značilne razlike pomeni, da razlika med primerjanima skupinama držav ni nastala po naključju, ampak je posledica sistematičnega vpliva, ki je v našem pri- meru raven razvitosti posamezne države. Pri tem smo skušali ničelno hipotezo zavrniti ob stopnji značilnosti, manjši od 5 % (p < 0,05), kar pomeni, da obstaja manj kot 5 % možnost, da odkrite razlike niso posledica ravni razvitosti države, am- pak drugih vzrokov. Med šestimi odgovori na vprašanja o mikroekonomskih učinkih Č-M Z&P statistično značilne razlike med odgovo- ri obeh skupin držav ni bilo mogoče dokazati le pri enem odgovoru, in sicer pri odgovoru na vprašanje, ali Č-M Z&P povzročajo zmanjšanje premoženja in zapiranje podjetij. Pri odgovorih na vprašanje o mnenju javnosti in vladnih reak- cijah pa smo razliko dokazali le pri enem odgovoru na eno vprašanje, in sicer pri vprašanju o splošnem mnenju medijev o Č-M Z&P. To je bil za nas dokaz, da strokovna javnost iz obeh skupin držav, ki je predstavljala vzorec naše raziskave, ocenjuje odnos medijev in vlade v povezavi s Č-M Z&P zelo podobno. Za testiranje statistično značilnih razlik med obema sku- pinama držav smo uporabili faktorsko analizo pri vprašanjih o pričakovanih koristih in tveganjih Č-M Z&P. S faktorsko analizo smo analizirali notranja razmerja med spremenljiv- kami (Hair idr. 1984) in s pomočjo uvedbe faktorjev zmanj- šali število spremenljivk za vprašanje o koristih Č-M Z&P. Cilj faktorske analize je bil z definiranimi faktorji poja- sniti čim večji delež celotne variance, pri čemer je prvi faktor določen tako, da pojasni največji delež celotne variance, fak- torji, ki mu sledijo, pa so med seboj neodvisni in pojasnijo čim večji delež variance, ki še ni pojasnjena. Potek faktorske analize je mogoče razdeliti v štiri korake (Rummel 1970). Prva faza zajema opredelitev spremenljivk in korela- cijsko matriko, iz katere lahko razberemo stopnjo linearne odvisnosti med spremenljivkami. To smo v naši analizi pri- kazali v korelacijski matriki. Če je povezanost med spremen- ljivkami šibka, faktorska analiza ni smiselna, zato je treba že v uvodu preveriti, ali je z izbranimi podatki smiselno uporabiti faktorsko analizo. To smo preverili s statističnima testoma, s Kaiser-Meyer-Olkinovim testom (KMO) in Bar- tlettovim testom sferičnosti 1 (Gorsuch 1983, Field 2005), s katerim se preizkuša, ali sta osnovna korelacijska matrika in matrika enote enaki. Sprejetje ničelne hipoteze pomeni, da med izbranimi spremenljivkami odvisnosti ni (faktorska analiza je v tem primeru nesmiselna), zavrnitev ničelne hipoteze pa pomeni, da med izbranimi spremenljivkami odvisnost je. Uporaba faktorske analize z izbranimi podatki je smiselna, če je vre- dnost Bartlettovega testa sferičnosti visoka. Smiselnosti fak- torske analize nismo preverili le z Bartlettovim testom, pač pa tudi s Keiser-Meyer-Olkinovo statistiko, pri kateri vre- dnost kazalca, večja od 0,5, nakazuje, da je faktorsko analizo z izbranimi podatki smiselno uporabiti. KMO-kazalec lahko zavzame vrednost med 0 in 1, pri odgovorih, povezanih s koristmi Č-M Z&P, pa smo dobili vrednost 0,675. To pomeni, da so izbrane spremenljivke do- kaj močno povezane, Bartlettov test sferičnosti pa je pokazal odvisnost med izbranimi spremenljivkami. Na podlagi tve- ganja, ki je manjše od 0,05, smo torej v naši študiji lahko zavrnili ničelno hipotezo, da sta korelacijska matrika in ma- trika enote enaki, torej je bila faktorska analiza za vprašanje pričakovanih koristi od Č-M Z&P smiselna. V drugem koraku faktorske analize sledi odločitev o šte- vilu faktorjev, ki pojasnijo čim večji delež celotne variance. V literaturi zasledimo številne kriterije za določitev optimal- nega števila faktorjev, ti pa so odvisni tudi od narave razi- skovalnega problema. V analizi smo upoštevali kriterije dia- grama lastnih vrednosti, lastne vrednost faktorjev in odstotek pojasnjene celotne variance (Field 2005). V diagramu lastnih vrednosti so prikazani rangi faktorjev in njihove lastne vrednosti. Po tem kriteriju število faktorjev dobimo, če upoštevamo le tiste faktorje, ki imajo lastno vre- dnost večjo od vrednosti na prelomu linije. Ponavadi samo ta kriterij ne zadošča, zato mnogi upoštevajo še kriterij lastnih vrednosti (Kaiser 1960), po katerem se v nadaljnjo analizo vključijo le faktorji, katerih lastna vrednost je večja od ena. Jolliffe (1972) meni, da je omenjeni kriterij prestrog, zato predlaga, da se v nadaljnjo analizo vključijo faktorji, katerih lastna vrednost je večja od 0,7. Pri odstotku pojasnjene ce- lotne variance se število faktorjev določi glede na odstotek celotne variance, ki naj bi ga pojasnilo izbrano število fak- torjev. V tretji fazi se za poenostavitev faktorske strukture iz- vede rotacija. V našem primeru smo uporabili pravokotno rotacijo z metodo Variamax, s katero smo zagotovili, da so 1 Bartlettov test mora biti statistično značilen pri stopnji tveganja p < 0,05. H 0 :μ 1 - μ 2 = 0 H 1 :μ 1 - μ 2 ≠ 0 NG, š t . 5-6/2012 Iz v I r N I z N a N s t v e N I č l a N k I /Or I G I N a l s c I e N t I f I c p a p e r s 38 rotirani faktorji med seboj neodvisni, vsaka spremenljivka pa ima le eno faktorsko utež z visoko vrednostjo. S tem se lastne vrednosti izbranih faktorjev in odstotek s posameznim faktorjem pojasnjene variance sicer spremenijo, vrednosti komunalitet ter odstotek pojasnjene celotne variance z iz- branim številom faktorjev pa ostanejo enake (Field 2005, 534–537). Zadnja faza faktorske analize zajema vsebinsko opredelitev izbranih faktorjev, pri čemer so za interpretacijo zelo pomembne faktorske uteži posameznega faktorja. Na podlagi pravila lastnih vrednosti in diagrama lastnih vrednosti smo se odločili, da bomo v nadaljnjo analizo vklju- čili prva dva faktorja. Zatem smo z matriko faktorskih uteži prikazali korelacijske koeficiente med glavnim faktorjem in posamezno spremenljivko, nato pa izvedli še rotacijo z metodo Variamax in dobili rezultate, ki jih prikazujemo v nadaljevanju. Tabela 1: Rotirana faktorska matrika za pričakovane koristi od Č-M Z&P Component 1 2 V1_1 ,779 ,088 V1_2 ,798 –,116 V1_3 ,814 –,115 V1_4 ,247 –,450 V1_5 ,562 ,439 V1_6 ,320 ,665 V1_7 –,052 ,731 V1_8 ,005 ,537 Extraction Method: Principal Component Analysis. Rotation Method: Varimax with Kaiser Normalization. a Rotation converged in 3 iterations. Iz tabele izhajajo visoke faktorske uteži pri prvem faktor- ju pri spremenljivkah V1_1, V1_2, V1_3 in V1_5. Omenje- ne spremenljivke pojasnjujejo vsebino prvega faktorja, ki po rotaciji pojasnjuje 29,8 % celotne variance. Ob upoštevanju vsebine teh spremenljivk (Č-M Z&P pozitivno vplivajo na prenos znanja, povečanje nacionalne konkurenčnosti, napre- dek tehnologije in bodo povzročile razvoj novih menedžer- skih znanj) smo prvi faktor poimenovali »tehnološko-tržni dejavniki« (v nadaljevanju TTD). Spremenljivke V1_6, V1_7 in V1_8, s katerimi smo ugo- tovili, da Č-M Z&P povzročijo notranji in zunanji pritisk na domačo ekonomsko politiko, predstavljajo del tranzicijskega procesa in podpirajo strategijo razvoja posameznih panog, so imele visoke faktorske uteži pri drugem faktorju in glede na njihovo vsebino smo ga poimenovali »dejavniki poslovne- ga okolja« (v nadaljevanju DPO). Ta pojasni 21,2 % celotne variance. Dobljena faktorja smo zatem preverjali v smislu njune povezanosti z izbranima indeksoma mednarodnih or- ganizacij UNCTAD in Heritage Foundation. 5 Preizkus dobljenih rezultatov s pomočjo inde- ksov UNCTAD in The Heritage Foundation Čeprav so bili respondenti nedvomno kvalificirani za oce- njevanje sprejemanja vhodnih Č-M Z&P v njihovih državah, smo iskali način, da bi dokazali, da njihovi odgovori niso pristranski zaradi njihove nacionalne pripadnosti (individu- alno pristranskost smo izvrgli v okviru preveritve aritmetič- nih sredin). Kot najprimernejše smo ocenili kazalce, ki jih za področje NTI in odprtosti za NTI uporabljata UNCTAD in Heritage Foundation. Ti kazalci so organizirani po državah in tako je bilo možno preizkusiti skladnost naših rezultatov z vrednostmi teh kazalcev. Za testiranje skladnosti smo uporabili linearno regresijo, pri čemer sta indeksa predstavljala odvisno spremenljivko, faktorji, pridobljeni v faktorski analizi, ki so se nanašali na vprašanja o koristih in grožnjah Č-M Z&P, pa so predstavlja- li neodvisne spremenljivke. Indeks potenciala NTI se izračunava za obdobje treh let, večja vrednost indeksa pa kaže večji potencial države za prejem NTI. Sestavljen je iz kategorij (UNCTAD 2008), ki so povezane s stopnjo gospodarskega razvoja posamezne države, kot so: BDP na prebivalca, stopnja rasti BDP, delež izvoza v BDP, informacijska in komunikacijska infrastruktu- ra, deželno tveganje itd. Uvodoma smo preverili predpostavke za uporabo regre- sijskega modela. Glavne predpostavke (linearnost, normal- nost porazdelitve) smo upoštevali, predpostavki homoske- dastičnosti in normalne porazdelitve ostankov smo preverili grafično, nato pa izpisali model. 2 Pričakovali smo model v obliki: 2 2 1 1 0 x x Y b b b − − = . (5) Vrednosti jakosti povezave med spremenljivkami in re- zultate Durbin-Watsonovega testa smo prikazali tako, kot je prikazano v tabeli 2. 2 Vse omenjene glavne predpostavke smo na enak način preverili tudi pri drugih regresijskih modelih, ki jih prikazujemo v nadaljevanju. Tabela 2: Jakost povezave med spremenljivkami Indexpfdi, DPO in TTD Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 ,584 (a) ,341 ,299 ,0662478 2,242 a Predictors: (Constant), DPO, TTD b Dependent Variable: indexpfdi Y = β 0 - β 1 X 1 - β 2 X 2 a N I t a Ma č e k , ra s t O Ov I N : Iz b O r M e t O d p r I p r O u č e v a N j u f e N O M e N a č e z M e j N I h z d r u ž I t e v I N p r e v z e M O v 39 Tabela 3: Anova za model Indexpfdi, TTD in DPO Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression ,070 2 ,035 8,023 ,002(a) Residual ,136 31 ,004 Total ,206 33 a Predictors: (Constant), DPO TTD b Dependent Variable: indexpfdi Vrednost korelacijskega koeficienta (R) je 0,584 in kaže na relativno močno povezavo spremenljivk TTD in DPO z indeksom potenciala NTI. Determinacijski koeficient, prila- gojen na stopinje prostosti (Adjusted R 2 ), pa nakazuje 29,9 % delež pojasnjene variance v skupni varianci. Rezultat Dur- bin-Watsonovega testa je med 1,5 in 2,5, kar pomeni, da so ostanki med seboj nepovezani. Sprejemljivost modela s sta- tističnega vidika smo preverili s testom Anova in rezultate prikazali tako, kot je navedeno v tabeli 3. Tabela 4: Model s spremenljivkami Indexpfdi, TTD in DPO Model Unstandardiz. Coeff. Standardiz. Coeff. t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) ,728 ,104 6,976 ,000 TTD –,057 ,021 –,390 –2,673 ,012 1,000 1,000 DPO –,064 ,021 –,441 –3,021 ,005 1,000 1,000 a Dependent Variable: indexpfdi Iz rezultatov testa Anova razberemo signifikantnost vre- dnosti F-testa (0,002), ki prikazuje, da je med spremenljiv- kami linearna odvisnost. V tabeli 4 prikazujemo vrednosti posameznih koeficientov v modelu in vrednost variančno-in- flacijskega faktorja med regresorji (Variance Inflation Factor – VIF), kot smo jih prikazali v naši osnovni raziskavi. Iz tabele 4 izhaja, da je povprečna vrednost VIF-testa 1, kar pomeni, da smo se izognili nevarnosti multikolinearnosti. Vrednost t-testa in raven značilnosti (Sig.) pa kažeta, da re- gresijska koeficienta TTD in DPO nista enaka nič. S tem so izpolnjeni pogoji za zapis enačbe regresijskega modela, ki je bila v našem primeru: Model vsebinsko nakazuje, da se z nižanjem koristi, ki jih imajo tovrstni tokovi kapitala za države prejemnice, veča in- deks potenciala NTI. Oblika modela 2 2 1 1 0 ' x x Y b b b − − = je bila zaradi sestave indeksa UNCTAD pričakovana. Od kategorij, ki sestavljajo indeks, se namreč le ena nanaša na merilo, ki bi ji – izhajajoč iz liberalne teorije plačilne bilance – pripisali pozitivno povezavo med performanco indeksa in visoko mejno stopnjo donosa kapitala (to praviloma velja za države z visokim deležem naravnih virov surovin v izvozu). Devet performanc tega indeksa pa nazorno preferira visoko stopnjo razvitosti države prejemnice, s tem pa višjo stopnjo angažiranosti kapitala in nižjo stopnjo donosa kapitala, ki je vsebovana v pojasnjevalnih spremenljivkah. Indeks potenci- ala NTI se bo torej bolj povečeval v državah, v katerih NTI zaradi zakona padajočih mejnih donosov kapitala prinašajo manj koristi v obliki tehnološko-tržnih dejavnikov in dejav- nikov poslovnega okolja. Za dodatno poglobitev študije smo preverili tudi poveza- nost indeksa prostega pretoka investicij (Index of Investment Freedom) z razvitostjo gospodarstev oz. institucij trga. Izhajali smo iz predpostavke, da je za mednarodne toko- ve kapitala še posebej relevantna razvitost finančnih institu- cij in njihovega nadzora. Če bo njihova razvitost nižja, bomo pričakovali več intervencij za zaščito domačega gospodar- Y' = β 0 - β 1 X 1 - β 2 X 2 INDEX NTI (P) = 0,728 - 0,057TTD - 0,064DPOπ (6) (0,000) (0,012) (0,005) NG, š t . 5-6/2012 Iz v I r N I z N a N s t v e N I č l a N k I /Or I G I N a l s c I e N t I f I c p a p e r s 40 stva in delničarjev pred šoki, ki bi jih s svojimi odločitvami povzročili tuji investitorji. Po drugi strani pa je pričakovati višjo raven ekonomske svobode v okoljih, v katerih se na prihod tujega kapitala pozitivno odzovejo strateška podjetja. Na podlagi navedenega smo pričakovali model v obliki: 2 2 1 1 0 ' x x Y b b b + − = . (7) V model smo vključili spremenljivki: poseganje vlad, da bi zaščitile domače gospodarstvo in – delničarje (IZD), položaj strateških podjetij (PSP). – Rezultate, ki smo jih dobili, prikazujemo v tabeli 5. Tabela 5: Jakost povezave med spremenljivkami Indexinvfreedom, PSP in IZD Model R R Square Adjusted R Square Std. Error of the Estimate Durbin-Watson 1 ,493 (a) ,243 ,194 ,15586 2,170 a Predictors: (Constant), IZD, PSP b Dependent Variable: indexinvfreedom Tabela 6: Anova za model Indexinvfreedom, PSP in IZD Model Sum of Squares df Mean Square F Sig. 1 Regression ,241 2 ,121 4,968 ,013(a) Residual ,753 31 ,024 Total ,994 33 a Predictors: (Constant), IZD, PSP b Dependent Variable: indexinvfreedom Vrednost korelacijskega koeficienta (R) 0,494 kaže na dokaj močno povezanost spremenljivk IZD in PSP z inde- ksom svobodnega pretoka investicij. Popravljen determi- nacijski koeficient znaša 0,194, kar pomeni, da je 19,4 % variance v odvisni spremenljivki možno pojasniti z neodvi- snimi spremenljivkami. Ponovno lahko vidimo, da vrednost Durbin-Watsonovega testa (2,17) ustreza vrednosti med 1,5 in 2,5, torej so ostanki med seboj nepovezani. V tabeli 6 s testom Anova prikazujemo sprejemljivost modela s statističnega vidika. Iz tabele 6 izhaja, da med spre- menljivkami obstaja linearna odvisnost. V tabeli 7 prikazuje- mo vrednost VIF-testa in vrednosti koeficientov posameznih pojasnjevalnih spremenljivk. Tabela 7: Model s spremenljivkami Indexinvfreedom, PSP in IZD Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) ,630 ,128 4,908 ,000 PSP ,067 ,033 ,323 2,065 ,047 ,999 1,001 IZD –,067 ,027 –,382 –2,446 ,020 ,999 1,001 a Dependent Variable: indexinvfreedom V model vključene spremenljivke so ustrezne, saj lahko za vse statistično značilno (Sig. < 0,05) napovemo, da nji- hova vrednost v modelu ni enaka nič. Povprečna vrednost VIF-testa se giblje okrog 1, kar pomeni, da smo se izognili nevarnosti multikolinearnosti. Tako smo dobili model: (.) 0, 630 0, 067 0, 067 (0,000) (0,020) (0,047) NTI svob pretok INDEX IZD PSP =−+ (8) Y' = β 0 - β 1 X 1 - β 2 X 2 a N I t a Ma č e k , ra s t O Ov I N : Iz b O r M e t O d p r I p r O u č e v a N j u f e N O M e N a č e z M e j N I h z d r u ž I t e v I N p r e v z e M O v 41 Tabela 7: Model s spremenljivkami Indexinvfreedom, PSP in IZD Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 (Constant) ,630 ,128 4,908 ,000 PSP ,067 ,033 ,323 2,065 ,047 ,999 1,001 IZD –,067 ,027 –,382 –2,446 ,020 ,999 1,001 a Dependent Variable: indexinvfreedom Iz modela razberemo, da redkejše poseganje vlad v procese Č-M Z&P, da bi zaščitile domače gospodarstvo in delničarje, ter izboljšanje položaja strateških podjetij zaradi Č-M Z&P povzročita povečanje indeksa svobodnega preto- ka investicij. Ugodnejši indeks torej lahko razložimo z ugo- dnimi razmerami za razvoj strateških podjetij, kar pomeni, da je tudi zadovoljnost s položajem strateških podjetij lahko podlaga za večjo gospodarsko svobodo, ki se kaže v indeksu svobode pretoka investicij. V tem indeksu se glede na signi- fikantnost koeficienta poseganja vlad v Č-M Z&P za zaščito domačih podjetij in delničarjev empirično odraža tudi odnos ekonomske politike do državnega intervencionizma na po- dročju domačih delničarjev in podjetij. Tega ni mogoče ločiti na notranje in zunanje transakcije in je tako podlaga za večjo gospodarsko svobodo očitno tudi manj diskrecijski pristop nacionalne ekonomske politike na področju Č-M Z&P. To pa je tudi podlaga za trditev, da tudi odzivnost posameznih držav oz. politik na Č-M Z&P opredeljuje ekonomsko svo- bodo v neki državi. 6 Zaključek Članek prinaša nov metodološki pristop k raziskavi em- piričnega fenomena, za katerega ni javno objavljenih po- datkov, prav tako pa primarnih podatkov ni moč pridobiti z anketo. Čeprav danes poznamo številne statistične metode za preizkušanje signifikantnosti, ki nam omogočajo robustno oceno stiliziranih dejstev, ne smemo mimo splošno veljavne- ga pravila, da je za korektno oceno stiliziranih dejstev skoraj enako pomembno poznati omejitve raziskave in s tem pove- zana tveganja pri dobljenih rezultatih. Osrednja vsebinska ugotovitev raziskave je, da so v evropskih državah Č-M Z&P glede ekonomskih učinkov pokazale več prednosti kot slabosti. Rezultati naše osnov- ne raziskave so najbolj podobni drugim raziskavam s tega področja, ko gre za ugotovitve o koristih in grožnjah Č-M Z&P. Tako je npr. v študiji Davisa in sodelavcev (1993) moč zaslediti pozitivne učinke Č-M Z&P v obliki dostopa do no- vih trgov. Bertrand in Zitouna (2006) ter Bertrand in Zuniga (2006) poudarjajo pozitivne učinke Č-M Z&P v obliki pre- nosa znanja, rasti produktivnosti in krepitve dejavnosti R & R. Finkelstein (1999) ter Neto s sodelavci (2008) dokazujeta, da Č-M Z&P izboljšajo tehnološko raven, medtem ko Gal- lagher in Zarsky (2006) poudarjata napredek menedžmen- ta. Rezultati naše študije so najbolj poudarili prednosti Č-M Z&P v smislu dostopa do novih trgov, prihoda novega znanja in napredka tehnologije. V raziskavi smo se odločili za pridobivanje sekundarnih podatkov s pomočjo posrednikov – populacije, ki na tak ali drugačen način spremlja ekonomske učinke na področju raz- iskovalnega fenomena. Na ta način smo kot medij za stvarne, a nerazpoložljive podatke uporabili posredno pot, kar sreča- mo tudi v drugih primerljivih študijah, ki smo jih navedli. Prispevek k metodologiji za takšne raziskave je v tem, da nam je uspelo pridobiti respondente, ki so najbolj kvalifici- rana skupina poleg tistih, ki transakcije tudi izvajajo. Kljub temu pa smo morali sprejeti tveganje, da bomo pridobili pristranske odgovore. Da bi to tveganje čim bolj zmanjšali, smo dobljene odgovore testirali z več statističnimi testi, lo- gičnost rezultatov pa smo testirali tudi s pomočjo indeksov mednarodnih organizacij UNCTAD in Heritage Foundation. Da so se naslovniki odzvali na vprašalnik, je moral ta biti dovolj kratek ter je moral vključevati relevantne ekonomske učinke za domače gospodarstvo in gospodarske družbe, ki so predmet mednarodnih združitev in prevzemov. To je zah- tevalo poglobitev v raziskovani fenomen. Potrebne so bile poglobitve v razloge, zaradi katerih prihaja do Č-M Z&P na mikroekonomski ravni, ločiti je bilo treba med pričako- vanimi ekonomskimi učinki v industrijskih in tranzicijskih državah, kar spet zahteva poznavanje tranzicije od njenih za- četkov okoli leta 1990 ter njenih dosežkov in problemov do danes. Po drugi strani je za obravnavanje vhodnih Č-M Z&P v evropskih razvitih državah potrebno poznavanje razlik v konceptih ekonomske politike teh držav, kjer imamo po- membne razlike med britanskim in kontinentalnim modelom socialne države. Tudi pri slednjem najdemo spet pomembne razlike med ožjim kontinentalnim stilom Nemčije in Fran- cije na eni, skandinavskim modelom na drugi ter »roman- sko-grškim« modelom na tretji strani. Te razlike vplivajo na vlogo glavnih ekonomskih ciljev, ki jih zagovarjajo vlade teh držav, in instrumentov, po katerih so posamezne vlade pripravljene poseči, če so ti cilji ogroženi. Nam pa seveda omogočajo razumeti dilemo politike v teh državah, ko gre za odpiranje mednarodnemu kapitalu ali za neposredno zaščito proklamiranih ekonomskih ciljev. V tem pogledu bodo go- tovo zanimivi rezultati naslednje študije, ki bo temeljila na podatkih na prehodu 2012/2013 in ki bodo seveda odražali sedanje težave v evrskem območju. Literatura Bertrand, O., in Zitouna, H. (2006). Trade liberalizati- 1. on and industrial restructuring: the role of cross-border mergers and acquisitions. Journal of Economics and Management Strategy 15: 479–515. Bertrand, O., in Zuniga, P. (2006). R&D and M&A: Are 2. cross-border M&A different? An investigation on OECD countries. International Journal of Industrial Organiza- tion 24 (2): 401–423. Davis, E., Shore, G., in Thompson, D. (1993). Conti- 3. nental Mergers Are Different. V: European Mergers and Merger Policy Bishop, ur. M. J. Kay. Cambridge: Cam- bridge University Press. EGIP. European Group for investor protection 4. . (2005). Dosegljivo 22. septembra 2007 na: http://www.egip.org/ root/index.php?page_id=128. Field, A. P. (2005). 5. Discovering statistics using SPSS. London: Sage. Finkelstein, S. (1999). Safe ways to cross the merger 6. minefield. Financial Times Mastering Global Business: The Complete MBA Companion in Global Business. London: Financial Times Pitman Publishing: 199–123. Gallagher, K. P., in Zarsky, L. (2006). Rethinking Fore- 7. ign Investment for Development. Post-autistic Econo- mics review 37. Garson, G. D. (2002). 8. Reliability Analysis. Statnotes: Topics in Multivariate Analysis [online]. Dosegljivo 2. septembra 2006 na: http://www2.chass.ncsu.edu/garson/ NG, š t . 5-6/2012 Iz v I r N I z N a N s t v e N I č l a N k I /Or I G I N a l s c I e N t I f I c p a p e r s 42 pa765/statnote.htm. GFC/Net. Global Financial Communication Network. 9. (2007). Economic Patriotism/Nationalism Likely to In- tensify According to Business Journalists Worldwide. Business Wire. Dosegljivo 12. septembra 2007 na: http:// www.allbusiness.com/trade-development/trade-develo- pment-finance/5420005-1.html. Gorsuch, R. L. (1983). 10. Factor analysis. Lawrence Erl- baum Associates. Gujarati, D. N. (2003). 11. Basic Econometrics. Fourth edi- tion. McGraw-Hill. Hair, J. F., Anderson, R. E., Tatham, R. L., in Black, W. 12. C. (1984). Multivariate Data Analysis with Readings (4th edition 1995). Prentice-Hall, New York: Engel- wood Cliffs. Jolliffe, I. T. (1972). Discarding variables in principal 13. component analysis, I: Artificial data. Applied Statistics 21, 160–173. Kaiser, H. F. (1960). The application of electronic com- 14. puters to factor analysis. Educational and psychological measurement (20), 141–151. Maček, A., in Ovin, R. (2007). Stilizirana dejstva o učin- 15. kih čezmejnih združitev in prevzemov na gospodarsko rast in razvoj v evropskih državah. V: Znanstvena kon- ferenca »Gospodarski razvoj – odprta vprašanja teorije in politike«, Maribor, 25. okt., Naše gospodarstvo, 54 (1/2), 70–76. Maček, A., in Ovin, R. (2011). Does economic natio- 16. nalism help strategic industries? The European case. V: Global conference on business and finance proceedings, Las Vegas, Nevada, 2.–5. januar, 6 (1), 368–372. Neto, P., Brandao, A., in Cerqueira, A. (2008). The im- 17. pact of FDI, Cross-Border Mergers & Acquisitions and Greenfield Investment on Economic Growth. FEP wor- king paper 291. Nunnally, J. C., in Bernstein, I. H. (1994). 18. Psychometric Theory. New York: McGraw-Hill. Ovin, R., in Maček, A. 2010. How beneficial are inward 19. C-B M&A for European countries?. European journal of international management, 4 (5), 488–505. Rummel, R. J. (1970). 20. Understanding factor analysis. Dosegljivo 25. septembra 2008 na: http://www.hawaii. edu/powerkills/UFA.HTM. UNCTAD. United Nations Conference on Trade and 21. Development. (2008). The Inward FDI Potential In- dex – Methodology. Dosegljivo 9. septembra 2008 na: http://www.unctad.org/Templates/WebFlyer. asp?intItemID=2470&lang=1. Vaara, E, Tienari, J., Sauri, N., in Bjoerkman, I. (2001). 22. Global Capitalism Meets National Spirit: Discourses in Media Texts on a Cross-Border Acquisition. Paper pre- sented at the 2 nd Critical Studies Conference, Manche- ster. Dosegljivo 9. novembra 2004 na: http://www.mngt. waikato.ac.nz/ejrot/cmsconference/2001/Papers/Lana- guage%20of%20New%20Capitalism/Vaara.pdf. a N I t a Ma č e k , ra s t O Ov I N : Iz b O r M e t O d p r I p r O u č e v a N j u f e N O M e N a č e z M e j N I h z d r u ž I t e v I N p r e v z e M O v 43 Anita Maček je doktorirala leta 2009 na Ekonomsko-poslovni fakulteti Univerze v Mariboru. Pred tem je bila raziskovalna asistentka na Inštitutu za gospodarsko pravo EPF, raziskovalna asistentka na Inštitutu za ekonomsko in korporativno upravljanje (IECG) ter svetovalka v svetovalni družbi Ferk & Partner d.o.o. Trenutno deluje kot samostojna raziskovalka in kot docentka za področje ekonomske teorije in politike na Doba Fakulteti. Osrednje področje njenih objav v številnih domačih in tujih revi- jah ter predstavitev na domačih in mednarodnih konferencah so čezmejne združitve in prevzemi. Anita Maček defended her Ph.D. in 2009 at the University of Maribor, Faculty of Economics and Business. She previously served as a research assistant at the Insti- tute for Economic Law and at the Institute for Economic and Corporate Government (IECG) in Maribor as well as an advisor at the consulting company Ferk & Partner. She is currently an independent researcher and assistant professor at the Doba Facul- ty in Maribor. The focus of her research, which has published in numerous national and international journals, is cross-border mergers and acquisitions. Rasto Ovin je redni profesor na Ekonomsko-poslovni fakulteti Univerze v Maribo- ru. Na domačih in tujih univerzah je doslej predaval predmete s področja makroeko- nomske teorije in politike. Profesor Ovin se je doslej uveljavil tudi zunaj univerze, med drugim tudi kot član Fiskalnega sveta RS in nadzornega sveta NLB. S svojimi komentarji o ekonomskopolitičnih razmerah v RS se je uveljavil tudi kot oblikova- lec javnega mnenja. V zadnjih letih so njegove raziskave osredotočene na čezmejne združitve in prevzeme. Objavljene in predstavljene so v številnih domačih in tujih revijah ter na domačih in mednarodnih konferencah. Rasto Ovin is a full professor at the University of Maribor, Faculty of Economics and Business. At his home university as well as foreign universities, he has to date delivered courses on economic theory and policy. Professor Ovin has also been ac- tive outside the university circles, such as his membership in the Slovenian Fiscal Council and the Supervisory Board of the Nova Ljubljanska Banka, Ljubljana. With his comments on economic developments in Slovenia, he has broadly established himself as a public opinion maker. In recent years, his research has focused on cross- border mergers and acquisitions, and the results have been published and presented at numerous national and international journals and conferences.