Table 3 presents the results from O

Table 3 presents the results from OLS estimation of strike duration equations. The dependent variable is the log of the strike duration (measured in days).The first column presents results for an equation containing just the inverse of the unemployment rate and the industry and month dummies. The second column contains results for the estimation of the model described in Section I. also including the industry and month dummies. (As in Table 1. the equations estimated do not include industry profits since these are always insignificant).
In both columns, the inverse of the unemployment rate for prime-aged males has a negative and significant coeflicient. This indicates that strike duration is shorter when the labor market is tighter (when 1/0 is greater). The result that strike incidence is procyclical while strike duration is counter cyclical may reflect the fact that tight labor markets increase the union’s bargaining power and lead to greater wage demands and a slower decline in these demands over the course of a strike. In such periods. When product demand is high, the firm‘s strike costs are also high. The firm may be willing to take a short strike in the hope of reducing the union’s demands, but is likely to settle more quickly due to its high strike costs. Column (2) includes the other variables of the model. Among these variables, only the. expected inflation variable is significant in a two-tailed test. Expected inflation is positively related to strike length. Both the duration of the contract being negotiated and the uncompensated inflation variables are significant in one-tailed tests. The contract duration has a positive coefficient as it did in the strike incidence equations, while uncompensated inflation has a negative coefficient in the strike duration estimation and a positive coeflicient in the strike incidence estimation. The result for uncompensated inflation is similar to that for unemployment and may be due to the same factors. The relative wage change over the previous contract is insignificant. None of the industry dummies or the month dummies are significant in two-tailed tests. but in both columns the dummy for the Primary Metals industry (SIC 33) has a positive coefficient that is significant at the 0.05 level in a one-tailed test. This suggests that strike durations are higher in this industry. The result reflects the long strikes in this industry in 1959 and 1960 and in 1968. The results for the industry dummies for column (2) are given in Appendix Table A3.
These results are consistent with recent studies by Kennan (1985) and Tracy (1986) that estimate hazard functions for strike duration. Using data on industrial production, Kennan finds evidence that strike duration is countercyclical. Tracy does not include a measure of aggregate economic activity. But does find that above average local employment residuals are associated with a reduction in strike duration.

Kết quả (Việt) 1:

Bảng 3 trình bày các kết quả từ OLS dự toán tấn công phương trình thời gian. Phụ thuộc vào biến là đăng nhập trong thời gian đình công (đo trong ngày). Cột chính trình bày kết quả cho một phương trình có chứa chỉ nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp và núm vú cao su công nghiệp và tháng. Cột thứ hai chứa các kết quả cho dự toán của các mô hình được mô tả trong phần I. cũng bao gồm cả núm vú cao su công nghiệp và tháng. (Như trong bảng 1. ước tính các phương trình không bao gồm các ngành công nghiệp lợi nhuận vì đây là luôn luôn insignificant). Trong cả hai cột, nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp đối với thủ tướng chính phủ-tuổi con đực có một tiêu cực và significant coeflicient. Điều này chỉ ra rằng thời gian tấn công ngắn hơn khi thị trường lao động chặt chẽ hơn (khi 1/0 là lớn hơn). Kết quả tỷ lệ tấn công là procyclical trong khi thời gian thực hiện cuộc tấn công truy cập chu kỳ tháng reflect thực tế rằng thị trường lao động chặt chẽ tăng bargaining sức mạnh của liên minh và dẫn đến nhu cầu lương lớn hơn và một sự suy giảm chậm hơn các yêu cầu trong quá trình cả một cuộc tấn công. Trong thời kỳ đó. Khi sản phẩm nhu cầu cao, của firm tấn công chi phí đều cao. firm có thể sẵn sàng để có một cuộc tấn công ngắn với hy vọng làm giảm nhu cầu của liên minh, nhưng có khả năng để giải quyết nhanh hơn do chi phí cao tấn công của nó. Cột (2) bao gồm các yếu tố khác của mô hình. Trong số các biến này, chỉ là. dự kiến inflation biến là significant trong một thử nghiệm hai đuôi. Inflation dự kiến sẽ tích cực liên quan đến để tấn công chiều dài. Thời gian thực hiện hợp đồng đang được thương lượng và biến uncompensated inflation là significant trong bài kiểm tra một đuôi. Thời gian thực hiện hợp đồng đã tích cực coefficient như nó đã làm trong phương trình tỷ lệ cuộc tấn công, trong khi uncompensated inflation có một coefficient tiêu cực trong cuộc tấn công thời gian thực hiện dự toán và một coeflicient tích cực trong dự toán tỷ lệ đình công. Kết quả cho uncompensated inflation tương tự như đối với tỷ lệ thất nghiệp và có thể là do các yếu tố tương tự. Sự thay đổi tương đối mức lương theo hợp đồng trước đó là insignificant. Không có núm vú cao su công nghiệp hoặc núm vú cao su tháng là significant hai đuôi trong bài kiểm tra. nhưng trong cả hai cột giả cho ngành công nghiệp kim loại chính (SIC 33) có một coefficient tích cực đó là significant ở mức 0,05 trong một thử nghiệm một đuôi. Điều này cho thấy rằng thời gian tấn công cao hơn trong ngành công nghiệp này. Reflects kết quả lâu dài cuộc đình công trong ngành công nghiệp này năm 1959 và 1960, và vào năm 1968. Kết quả cho núm vú cao su công nghiệp cho cột (2) được đưa ra trong phụ lục bảng A3. Những kết quả này là phù hợp với nghiên cứu gần đây của Kennan (1985) và Tracy (1986) ước tính chức năng gây nguy hiểm cho thời gian thực hiện cuộc tấn công. Sử dụng dữ liệu về sản xuất công nghiệp, bằng chứng finds Kennan tấn công thời gian là hợp. Tracy không bao gồm các biện pháp tổng hợp hoạt động kinh tế. Nhưng không nhiều mà trên trung bình là việc làm địa phương dư được kết hợp với một sự giảm trong thời gian thực hiện cuộc tấn công.