II Empiricals Results – Strike Inci

II Empiricals Results – Strike Incidence
Columns (1) through (4) of Table 1 present regression results from the OLS estimation of strike incidence equations. These equations were also estimated using maximum likelihood Probit estimation, a more appropriate technique given the binary nature of the dependent variable.7 The Probit estimates by accounting for the bivariate nature of the dependent variable are more efficient. These results are presented in columns (5) through (8). Note that the coefficient estimates from the Probit analysis are not directly comparable to those from the OLS estimation because they represent the efl‘ect of the independent variable on F"( P,), where F is the cumulative density function (cdf) for the normal distribution. The partial derivatives of the strike probability with respect to the independent variables depend on the level at the probability, that is, the steepness of the cdf. The marginal effects reported in the table give these partials evaluated at the average strike probability.“ To test the null hypothesis: Ho: 3, = B, = - a v = Bk = 0, that is, that all the coefficients equal zero, likelihood ratio tests were performed. For all the equations. the hypothesis is rejected at the 0.01 level. The results reported in Table l are for strike equations that include dummy variables for the two-digit manufacturing industries, SIC 20 to SIC 38 (excluding miscellaneous manufacturing) as well as dummies representing the month in which the strike occurred or, if there was no strike. the month in which the contract was eflective (excluding October). The results in columns (1) and (5) are intended to test whether strike incidence is procyclical. Columns (2) and (6) correspond to the model specified in Section I. Note that profits are omitted because they were consistently insignificant in all estimations. The remaining columns contain variations of this basic model. The results for all specifications (using both OLS and Probit) support the hypothesis that strike incidence is positively related to the tightness of the labor market as measured by the inverse of the unemployment rate for prime-aged males. This variable enters positively and is highly significant in all regressions.
The duration of the contract being negotiated has the expected positive sign and is highly significant in all specifications. Thus, there is support for the hypothesis that longer contracts raise the likelihood of a strike. The expected inflation variable is insignificant across all equations. Thus, there is no support for the hypothesis that higher expected inflation raises the likelihood of strikes. As noted above. it is possible that while expected inflation raises workers ‘wage demands. it also raises the firm ‘s expected profits so that it has no influence on strike incidence. Relative wage increases over the previous contract were hypothesized to lower the strike probability. The relative wage change variable has the correct sign and is significant at the 0.05 level or better in all specifications. ln columns (3) and (7), relative wage change is replaced with the real wage change. The real wage change has the correct sign, but is insignificant. The t-statistic is close to zero in the Probit estimation. Note that when the real wage change is included, the efl‘ect of uncompensated unexpected inflation is increased. This latter variable could be interpreted as the uncompensated unexpected real wage loss over the previous contract and is negatively correlated with the real wage change variable. The results indicate that strikes (or disagreements over wages) are negatively related to relative wage growth and positively related to unexpected (uncompensated) real wage loss. As noted above, the measure of uncompensated unexpected past inflation has a positive and significant coefficient, yielding evidence that demands for wage increases to catch-up with unexpected past inflation raise the probability of a strike. ln columns (4) and (8), this variable is separated into a positive and negative component to test whether uncompensated inflation has a different efl'ect when it is positive than when it is negative. The results indicate that positive uncompensated inflation has a significant positive coeflicient while negative uncompensated inflation has an insignificant coefficient. This supports the hypothesis that uncompensated inflation increases the incidence of strikes because it leads to workers’ demands for catch-up wage increases, which firms do not acknowledge. When workers are more than compensated for unexpected inflation, this issue does not seem to affect strike incidence. Nineteen industry dummy variables were used to capture industry fixed efi‘ects—one for each of the two-digit manufacturing industries except miscellaneous manufacturing. F-statistics for the test of the significance of the entire set of dummies are reported in columns (I) through (4), while the x1 statistics for likelihood ratio tests are given in columns (5) through (8).

Kết quả (Việt) 1:

Kết quả Empiricals II-tỷ lệ đình côngCột (1) đến (4) của bảng 1 trình bày kết quả hồi quy OLS dự toán của cuộc tấn công phương trình tỷ lệ. Các phương trình cũng được ước tính bằng cách sử dụng tối đa khả năng ước tính Probit, một kỹ thuật thích hợp hơn cho bản chất phụ thuộc variable.7 ước tính các Probit nhị phân bởi kế toán cho thiên nhiên bivariate của biến phụ thuộc là nhiều hơn efficient. Những kết quả này được trình bày trong cột (5) đến (8). Lưu ý rằng các ước lượng coefficient từ việc phân tích Probit không phải là trực tiếp so sánh với những người từ dự toán OLS vì họ đại diện cho efl'ect của biến độc lập trên F "(P), nơi F là hàm mật độ tích lũy (cdf) cho phân phối chuẩn. Một phần derivatives của khả năng tấn công đối với các biến độc lập phụ thuộc vào mức tại xác suất, có nghĩa là, dốc của cdf. Các hiệu ứng biên báo cáo trong bảng cho các partials đánh giá ở mức trung bình tấn công xác suất." Để thử nghiệm các giả thuyết null: Ho: 3, = B, = - v = Bk = 0, có nghĩa là, tất cả các coefficients bằng 0, tỷ lệ khả năng thử nghiệm đã được thực hiện. Cho tất cả các phương trình. Các giả thuyết là bị từ chối cấp 0.01. Các kết quả báo cáo trong bảng l cho phương trình tấn công bao gồm các biến giả cho các ngành công nghiệp sản xuất hai chữ số, SIC 20 SIC 38 (không bao gồm sản xuất các loại khác) cũng như núm vú cao su đại diện cho tháng mà cuộc đình công xảy ra hoặc nếu không có cuộc tấn công. tháng trong đó có hợp đồng là eflective (ngoại trừ ngày). Các kết quả trong cột (1) và (5) được dự định để kiểm tra xem tỷ lệ tấn công là procyclical. Cột (2) và (6) tương ứng với mô hình specified ở phần I. lưu ý profits được bỏ qua bởi vì họ luôn insignificant trong tất cả estimations. Các cột còn lại chứa các biến thể của mô hình cơ bản này. Kết quả cho tất cả các hỗ trợ specifications (sử dụng OLS và Probit) giả thuyết rằng tỷ lệ tấn công là tích cực liên quan đến chặt chẽ lao động thị trường được đo bằng nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp cho thủ tướng chính phủ-tuổi Nam giới. Biến này vào tích cực và đánh giá cao là significant trong tất cả regressions.Thời gian thực hiện hợp đồng đang được thương lượng có dấu hiệu tích cực dự kiến và đánh giá cao significant trong tất cả specifications. Vì vậy, đó là hỗ trợ cho giả thuyết rằng hợp đồng còn nâng cao khả năng của một cuộc tấn công. Biến inflation dự kiến sẽ là không đáng kể trên tất cả các phương trình. Vì vậy, có là không có sự hỗ trợ cho giả thuyết rằng inflation dự kiến sẽ cao hơn làm tăng khả năng tấn công. Như đã nói ở trên. nó là có thể rằng trong khi inflation dự kiến sẽ tăng công nhân ' nhu cầu tiền lương. nó cũng làm tăng của firm dự kiến sẽ profits vì vậy mà nó có influence không có tỷ lệ tấn công. Tương đối tăng lương theo hợp đồng trước đó đã được đưa ra giả thuyết để hạ thấp khả năng tấn công. Biến thay đổi mức lương tương đối có dấu hiệu chính xác và significant tại 0,05 cấp hoặc tốt hơn trong tất cả specifications. LN cột (3) và (7), thay đổi mức lương tương đối được thay thế bằng việc thay đổi mức lương thực tế. Thay đổi mức lương thực tế có những dấu hiệu chính xác nhưng insignificant. Số liệu thống kê t là gần bằng không trong dự toán Probit. Lưu ý rằng khi thay đổi mức lương thực tế được bao gồm, efl'ect uncompensated inflation bất ngờ được tăng lên. Biến sau này có thể được hiểu là giảm cân uncompensated lương thực sự bất ngờ trên hợp đồng trước đó và là tiêu cực tương quan với mức lương thực tế thay đổi biến. Kết quả chỉ ra rằng cuộc đình công (hoặc các bất đồng trên tiền lương) là tiêu cực liên quan đến tốc độ tăng trưởng tương đối mức lương và tích cực liên quan đến mất mát không mong muốn mức lương (uncompensated) thực sự. Như đã nói ở trên, các biện pháp của uncompensated bất ngờ qua inflation có một tích cực và significant coefficient, năng suất bằng chứng rằng nhu cầu đối với lương tăng để catch-up với quá khứ bất ngờ inflation nâng cao xác suất của một cuộc tấn công. LN cột (4) và (8), biến này được tách ra thành một thành phần tích cực và tiêu cực để kiểm tra xem uncompensated inflation có một efl khác nhau ' ect khi nó tích cực hơn khi nó được tiêu cực. Kết quả chỉ ra rằng inflation uncompensated tích cực có một significant coeflicient tích cực trong khi tiêu cực uncompensated inflation có một coefficient insignificant. Điều này hỗ trợ cho giả thuyết rằng uncompensated inflation làm tăng tỷ lệ tấn công vì nó dẫn đến yêu cầu của công nhân về catch-up lương tăng, phong mà không thừa nhận. Khi người lao động được bù đắp nhiều hơn cho inflation bất ngờ, vấn đề này dường như không ảnh hưởng đến tỷ lệ đình công. Mười chín các biến giả ngành công nghiệp đã được sử dụng để nắm bắt công nghiệp fixed efi'ects-một cho mỗi ngành sản xuất hai chữ số trừ khác sản xuất. F-thống kê cho thử nghiệm của significance tập hợp toàn bộ các núm vú được báo cáo trong cột (I) thông qua (4), trong khi x1 các thống kê cho các bài kiểm tra khả năng tỷ lệ được đưa ra trong cột (5) đến (8).

Kết quả (Việt) 2:

Kết quả II Empiricals - Strike Tỷ
Cột (1) đến (4) của Bảng 1 kết quả hồi quy hiện từ dự toán OLS của phương trình tỷ lệ đình công. Những phương trình này cũng được ước tính sử dụng tối đa khả năng Probit dự toán, một kỹ thuật phù hợp hơn với bản chất nhị phân của variable.7 phụ thuộc Dự toán Probit bởi chiếm tính chất hai biến của biến phụ thuộc là ef hơn fi cient. Các kết quả được trình bày trong cột (5) đến (8). Lưu ý rằng các coef fi cient ước tính từ phân tích Probit không so sánh trực tiếp với những người từ các ước lượng OLS vì họ đại diện cho e fl 'vv của biến độc lập trên F "(P,), trong đó F là hàm mật độ tích lũy (lũy) cho phân phối bình thường. các dẫn một phần của xác suất tấn công đối với các biến độc lập với phụ thuộc vào mức độ ít xác suất, đó là, độ dốc của các lũy. các hiệu ứng biên báo cáo trong bảng cung cấp cho các partials đánh giá ở khả năng tấn công trung bình. "Để kiểm tra giả thuyết: Ho: 3, = B, = - av = Bk = 0, đó là, tất cả các hệ coef fi bằng không, các kiểm nghiệm đã được thực hiện cho tất cả các phương trình giả thuyết bị bác bỏ tại 0.01.. mức. Kết quả trong Bảng l cho phương trình đình công bao gồm các biến giả cho các ngành công nghiệp sản xuất hai chữ số, SIC 20 đến SIC 38 (không bao gồm sản xuất linh tinh) cũng như núm vú cao su đại diện cho tháng mà cuộc đình công xảy ra, hoặc nếu có không có đình công. tháng, trong đó hợp đồng này e fl ective (trừ tháng mười). Các kết quả trong cột (1) và (5) được dùng để kiểm tra xem tỷ lệ đình công là procyclical. Cột (2) và (6) tương ứng với các mô hình cụ thể ed fi tại Mục I. Lưu ý rằng ts nhuận được bỏ qua vì họ luôn insigni fi không thể trong mọi dự đoán. Các cột còn lại chứa các biến thể của mô hình cơ bản này. Các kết quả cho tất cả các cation cụ thể fi (sử dụng cả hai phương pháp OLS và Probit) ủng hộ giả thuyết rằng tấn công tỷ lệ là tích cực liên quan đến độ kín của thị trường lao động được đo bằng nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp đối với nam thủ niên. Biến này có hiệu tích cực và rất trọng yếu không thể fi trong tất cả các mô hình hồi quy.
Thời hạn của hợp đồng đang được đàm phán có dấu hiệu tích cực mong đợi và rất trọng yếu không thể fi trong tất cả các cation fi cụ thể. Như vậy, có hỗ trợ cho giả thuyết rằng các hợp đồng còn nâng cao khả năng của cuộc đình công. Dự kiến trong biến ation fl là không đáng kể trên tất cả các phương trình. Vì vậy, không có hỗ trợ cho giả thuyết rằng cao hơn dự kiến trong ation fl làm tăng khả năng xảy ra các cuộc đình công. Như đã nói ở trên. có thể là trong khi dự kiến trong fl ation làm tăng nhu cầu lương của người lao động. nó cũng làm tăng dự kiến ts fi pro fi rm 's do đó nó không có trong fl ảnh hướng về tỷ lệ đình công. Relative tăng lương trong hợp đồng trước đó đã đưa ra giả thuyết để giảm xác suất tấn công. Biến đổi mức lương tương đối có dấu hiệu chính xác và là trọng yếu không thể fi ở mức 0,05 hoặc tốt hơn trong tất cả các cation fi cụ thể. cột ln (3) và (7), thay đổi mức lương tương đối được thay thế bằng sự thay đổi mức lương thực tế. Sự thay đổi mức lương thực tế có những dấu hiệu chính xác, nhưng là insigni fi không thể. Các thống kê t là gần bằng không trong dự toán Probit. Lưu ý rằng khi thay đổi mức lương thực tế được bao gồm, e fl 'vv của bù bất ngờ trong fl ation được tăng lên. Biến sau này có thể được hiểu như là sự mất mát lương thực bất ngờ không được bù trong hợp đồng trước đó và có tương quan âm với biến đổi lương thực. Kết quả chỉ ra rằng cuộc đình công (hoặc bất đồng về tiền lương) có liên quan tiêu cực đến tốc độ tăng lương tương đối và tích cực liên quan đến bất ngờ (bù) mất lương thực. Như đã nói ở trên, các biện pháp của quá khứ bất ngờ không được bù trong fl ation có fi không thể coef fi cient tích cực và trọng yếu, năng suất bằng chứng cho thấy nhu cầu về lương tăng để bắt kịp với quá khứ bất ngờ trong fl ation nâng cao xác suất của cuộc đình công. ln cột (4) và (8), biến này được tách thành một nhân tố tích cực và tiêu cực để kiểm tra xem không được bù trong fl ation có một e khác nhau fl 'vv khi nó là tích cực hơn so với khi nó là tiêu cực. Kết quả cho thấy tích cực bù trong fl ation có fi không thể COE tích cực fl icient trọng yếu trong khi tiêu cực không được bù trong fl ation có insigni fi không thể coef fi cient. Điều này hỗ trợ cho giả thuyết rằng không được bù trong ation fl tăng nguy cơ đình công vì nó dẫn đến nhu cầu của người lao động để bắt kịp tăng lương, mà rms fi không thừa nhận. Khi người lao động là hơn bù cho bất ngờ trong fl ation, vấn đề này dường như không ảnh hưởng đến tỷ lệ đình công. Mười chín biến giả ngành công nghiệp đã được sử dụng để nắm bắt công nghiệp cổ định e fi 'các dự một cho từng ngành sản xuất hai chữ số trừ sản xuất linh tinh. F-thống kê cho các thử nghiệm của cance fi trọng yếu của toàn bộ núm vú cao su được báo cáo trong các cột (I) đến (4), trong khi số liệu thống kê x1 cho các kiểm nghiệm được đưa ra trong cột (5) đến (8).