I. the Model SpecificationThis study

I. the Model Specification
This study examines the determinants of both strike incidence and strike duration. The major focus is on macroeconomic factors that affect the bargaining environment. In addition, several contract-specific factors are included. The data set used here is well suited to this purpose because it covers a longer time period than most other micro level studies and thus allows for considerable variation in the macroeconomic environment. The empirical model of strike incidence that is estimated in this paper includes the following explanatory variables: the inverse of the unemployment rate for prime-aged males; expected inflation at the time the contract is signed; unexpected inflation over the previous contract for which workers have not been compensated by a cost-of-living adjustment; the duration of the contract being negotiated; the change in relative wages over the previous contract; the change in real wages over the previous contract; and industry profits.
The inverse of the unemployment rate for prime-aged males (25-54) is used as an indicator of the state of the aggregate economy. It is measured in the quarter in which the strike began or, if there was no strike. in the quarter in which the contract was effective. The prime-aged male unemployment rate was used to avoid problems caused by demographic efiects on the measurement of the aggregate unemployment rate. Earlier time series studies found that strike frequency is procyclical.l The data base used here covers a longer time period than other micro-level studies and thus provides sufficient variation in the unemployment rate to test whether strike incidence is procyclical.
Several inflation variables are included. Expected inflation for the current contract is measured by the 12-month expected rate of price change based on the Livingston Index for the period in which the contract was efl'ective. Since greater expected inflation may increase both the union's wage demands (as workers attempt to protect their real wages over the prospective contract), and the firm‘s expected profit (so that it is more willing to grant the workers’ wage demands). the effect of expected inflation on strike incidence is hypothesized to be minimal.2 A time-series study by Bruce Kaufman (1981) used a measure of expected inflation based on the Livingston index and did not find a significant effect.
Unexpected inflation is measured by the difference between the percent change in the CPI over the last contract and the expected inflation measured at the start of the previous contract. The measure of uncompen sated unexpected inflation is intended to capture the unexpected inflation for which workers have not been compensated through a COLA. For unescalated contracts, uncompensated inflation is equal to unexpected inflation, while for escalated contracts, it is equal to unexpected inflation times one minus the yield of the escalator clause. The escalator yield for each contract was calculated by dividing the percentage wage change due to the COLA in the previous contract by the percentage change in the CPI over the same period. Uncompensated unexpected inflation over the previous contract leads to demands for catch-up wage increases. insofar as firms are less willing to accede to these demands, uncompensated unexpected inflation should be positively related to strike incidence. Higher relative wage growth over the previous contract implies that the union has improved its relative position in the wage distribution and therefore is unlikely to demand unusually high wage increases. A study by Robert Swidinsky and John Vanderkamp (1982) using Canadian data found a negative. but insignificant. efl'ect for relative wage change over the previous contract. Real wage growth over the previous contract also implies that union demands for catch-up wage increases are likely to be lower. Orley Ashenfelter and George Johnson (1969) found a negative effect of real wage growth on strike frequency. but since they were using aggregate time-series data they were unable to test for the effect of relative wage change. Morley Gunderson, John Kervin. and Frank Reid (1986) also found a negative effect for real wage change (significant only at the 0.10 level) using longitudinal Canadian data. Since relative wage growth and real wage growth are highly collinear variables in the data set used here, they are introduced separately as alternative explanatory variables. The relative wage change is measured as the percent change in wages over the previous contract minus the percent change in average hourly earnings in manufacturing, while the real wage change is measured as the percent change in wages over the previous contract minus the percent change in the CPI. (Note that the first settlement for each bargaining pair was excluded from the data set so that the data for the lagged contract are complete). Both variables are expected to be inversely related to strike incidence. The duration of the contract being neg

Kết quả (Việt) 1:

I. mẫu sinhNghiên cứu này xem xét các yếu tố quyết định tỷ lệ đình công và thời gian thực hiện cuộc tấn công. Tập trung chủ yếu là vào các yếu tố kinh tế vĩ mô có ảnh hưởng đến môi trường mặc cả. Ngoài ra, một số các yếu tố hợp đồng-specific được bao gồm. Các thiết lập dữ liệu sử dụng ở đây là rất thích hợp cho mục đích này vì nó bao gồm một khoảng thời gian dài hơn so với hầu hết các nghiên cứu cấp vi khác và do đó cho phép cho sự thay đổi đáng kể trong môi trường kinh tế vĩ mô. Mô hình thực nghiệm của tỷ lệ tấn công ước tính trong bài báo này bao gồm các biến giải thích sau đây: nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp cho nam giới tuổi từ thủ tướng chính phủ; inflation dự kiến vào thời điểm hợp đồng được ký kết; inflation bất ngờ trên hợp đồng trước đó mà người lao động đã không được bù đắp bởi một chi phí - của - cuộc sống điều chỉnh; thời gian thực hiện hợp đồng đang được thương lượng; sự thay đổi trong tương đối tiền lương theo hợp đồng trước đó; sự thay đổi trong lương thực trên hợp đồng trước đó; và ngành công nghiệp profits.Nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp cho thủ tướng chính phủ-tuổi Nam (25-54) được sử dụng như một chỉ báo của nhà nước của nền kinh tế tổng hợp. Nó được đo trong quý đầu năm mà cuộc đình công bắt đầu hoặc nếu không có cuộc tấn công. trong quý, trong đó hợp đồng đã có hiệu quả. Tỷ lệ thất nghiệp nam thủ tướng-người cao niên được sử dụng để tránh vấn đề gây ra bởi biến efiects vào đo lường tỷ lệ thất nghiệp tổng hợp. Thời gian trước đó, hàng loạt nghiên cứu cho thấy tần suất tấn công là procyclical.l cơ sở dữ liệu được sử dụng ở đây bao gồm một khoảng thời gian dài hơn so với các nghiên cứu khác của cấp độ vi mô và do đó cung cấp đầy đủ các thay đổi trong tỷ lệ thất nghiệp để kiểm tra xem tỷ lệ tấn công là procyclical.Một số inflation biến được bao gồm. Dự kiến sẽ inflation cho các hợp đồng hiện tại được đo bằng tỷ lệ dự kiến tháng 12 giá thay đổi dựa trên chỉ số Livingston trong khoảng thời gian mà trong đó hợp đồng đã là efl'ective. Kể từ khi inflation dự kiến sẽ nhiều hơn có thể làm tăng cả liên minh mức lương yêu cầu (như nhân viên cố gắng để bảo vệ của lương thực trong các hợp đồng tương lai), và firm của dự kiến sẽ profit (do đó nó là hơn sẵn sàng cấp yêu cầu mức lương của công nhân). hiệu quả của dự kiến sẽ inflation trên tỷ lệ tấn công đưa ra giả thuyết để là nghiên cứu chuỗi thời gian minimal.2 A của Bruce Kaufman (1981) sử dụng một biện pháp dự kiến sẽ inflation dựa trên chỉ số Livingston và đã không có nhiều hiệu ứng significant.Inflation bất ngờ được đo bằng sự khác biệt giữa phần trăm thay đổi trong các chỉ số CPI trên hợp đồng cuối cùng và inflation dự kiến sẽ được đo khi bắt đầu của hợp đồng trước đó. Các biện pháp của uncompen sated bất ngờ inflation được thiết kế để nắm bắt inflation bất ngờ mà người lao động đã không được bồi thường thông qua một COLA. Đối với hợp đồng unescalated, uncompensated inflation là bằng nhau bất ngờ inflation, trong khi đối với hợp đồng escalated, nó là tương đương với inflation bất ngờ lần một trừ đi sản lượng các khoản thang cuốn. Sản lượng thang cuốn cho từng hợp đồng được tính bằng cách chia thay đổi tỷ lệ phần trăm mức lương do COLA trong hợp đồng trước đó bằng cách thay đổi tỷ lệ phần trăm trong các chỉ số CPI so cùng kỳ. Uncompensated inflation bất ngờ trên hợp đồng trước đó dẫn đến nhu cầu tăng lương catch-up. phạm vi như phong chưa sẵn sàng để tham gia các yêu cầu, uncompensated inflation bất ngờ nên tích cực liên quan đến tỷ lệ đình công. Cao tốc độ tăng trưởng tương đối mức lương trên hợp đồng trước đó ngụ ý rằng liên minh đã cải thiện vị trí tương đối của nó trong việc phân phối lương và do đó dường như nhu cầu tăng lương cao bất thường. Một nghiên cứu của Robert Swidinsky và John Vanderkamp (1982) bằng cách sử dụng dữ liệu của Canada tìm thấy một tiêu cực. nhưng insignificant. efl' vv cho mức lương tương đối thay đổi theo hợp đồng trước đó. Lương thực tăng trưởng trong các hợp đồng trước cũng ngụ ý rằng liên minh yêu cầu tăng lương catch-up có khả năng thấp hơn. Orley Ashenfelter và George Johnson (1969) tìm thấy một hiệu ứng tiêu cực của sự phát triển lương thực trên strike tần số. nhưng kể từ khi họ sử dụng dữ liệu chuỗi thời gian tổng hợp, họ đã không thể thử nghiệm cho các hiệu ứng của sự thay đổi mức lương tương đối. Morley Gunderson, John Kervin. và Frank Reid (1986) cũng tìm thấy một hiệu ứng tiêu cực cho thực tế lương thay đổi (significant chỉ ở mức 0,10) bằng cách sử dụng dữ liệu theo chiều dọc của Canada. Kể từ khi tốc độ tăng trưởng tương đối mức lương và lương thực tăng trưởng cao hoặc các biến trong các thiết lập dữ liệu sử dụng ở đây, họ được giới thiệu một cách riêng biệt như là thay thế các biến giải thích. Thay đổi mức lương tương đối được đo theo phần trăm thay đổi trong mức lương theo hợp đồng trước đó trừ đi phần trăm thay đổi trong hàng giờ trung bình thu nhập trong sản xuất, trong khi sự thay đổi mức lương thực tế được đo theo phần trăm thay đổi trong tiền lương theo hợp đồng trước đó trừ đi phần trăm thay đổi trong các chỉ số CPI. (Lưu ý các khu định cư chính cho mỗi cặp thương bị loại khỏi tập dữ liệu do đó các dữ liệu cho các hợp đồng lagged là hoàn toàn). Cả hai biến được dự kiến sẽ ngược lại có liên quan đến tỷ lệ đình công. Thời gian thực hiện hợp đồng là neg

Kết quả (Việt) 2:

I. Mô hình Speci fi cation
nghiên cứu này xem xét các yếu tố quyết định của cả hai tỷ lệ đình công và thời gian đình công. Tập trung chủ yếu là vào các yếu tố kinh tế vĩ mô có ảnh hưởng đến môi trường thương lượng. Ngoài ra, một số yếu tố fi c hợp đồng cụ thể được bao gồm. Các bộ dữ liệu sử dụng ở đây rất phù hợp với mục đích này vì nó bao gồm một khoảng thời gian dài hơn so với hầu hết các nghiên cứu vi cấp độ khác và do đó cho phép sự thay đổi đáng kể trong môi trường kinh tế vĩ mô. Mô hình thực nghiệm về các tỷ lệ tấn công này được ước tính trong báo cáo này bao gồm các biến giải thích sau đây: nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp đối với nam thủ niên; dự kiến trong ation fl tại thời điểm hợp đồng được ký kết; bất ngờ trong ation fl so với hợp đồng trước đó mà người lao động đã không được đền bù bởi một sự điều chỉnh chi phí sinh hoạt; thời hạn của hợp đồng được đàm phán; sự thay đổi trong mức lương tương đối so với hợp đồng trước đó; sự thay đổi trong tiền lương thực tế trên hợp đồng trước đó; và ngành công nghiệp pro fi ts.
Nghịch đảo của tỷ lệ thất nghiệp đối với nam thủ niên (25-54) được sử dụng như là một chỉ số về tình hình kinh tế tổng hợp. Nó được đo trong quý, trong đó đình công bắt đầu, hoặc nếu không có đình công. trong quý, trong đó hợp đồng đã có hiệu quả. Tỷ lệ thất nghiệp nam thủ niên đã được sử dụng để tránh các vấn đề gây ra bởi nhân khẩu học e fi các dự vào việc đo lường của tỷ lệ thất nghiệp tổng hợp. Nghiên cứu chuỗi thời gian trước đó phát hiện ra rằng tần số cuộc đình công là procyclical.l Các cơ sở dữ liệu sử dụng ở đây bao gồm một khoảng thời gian dài hơn so với các nghiên cứu cấp độ vi mô khác và do đó cung cấp đủ sự thay đổi trong tỷ lệ thất nghiệp để kiểm tra xem tỷ lệ đình công là procyclical.
Một số trong các biến ation fl có . Dự kiến trong ation fl cho các hợp đồng hiện tại được đo bằng tỷ lệ dự kiến 12 tháng của sự thay đổi giá cả dựa trên Livingston Index trong giai đoạn này, trong đó hợp đồng này e fl 'ective. Kể từ khi lớn hơn dự kiến trong fl ation có thể tăng cả mức lương của công đoàn (như công nhân cố gắng để bảo vệ tiền lương thực tế của họ qua các hợp đồng tương lai), và các fi rm của dự kiến nhuận (như vậy nó là sẵn sàng để cấp nhu cầu tiền lương của công nhân). ảnh hưởng của dự kiến trong fl ation về tỷ lệ tấn công được đưa ra giả thuyết được minimal.2 Một nghiên cứu chuỗi thời gian của Bruce Kaufman (1981) sử dụng một biện pháp dự kiến trong fl ation dựa trên các chỉ số Livingston và không fi thứ ảnh hưởng trọng yếu.
Bất ngờ trong ation fl được đo bằng sự khác biệt giữa sự thay đổi phần trăm trong chỉ số CPI so với hợp đồng cuối cùng và dự kiến trong fl ation đo vào lúc bắt đầu của hợp đồng trước đó. Các biện pháp của uncompen sated bất ngờ trong ation fl là để nắm bắt những bất ngờ trong ation fl mà người lao động đã không được bồi thường thông qua một COLA. Đối với hợp đồng unescalated, không được bù trong ation fl bằng bất ngờ trong fl ation, trong khi đối với các hợp đồng leo thang, nó là bằng bất ngờ trong lần ation fl trừ một năng suất của các khoản thang cuốn. Sản lượng thang cuốn cho mỗi hợp đồng được tính bằng cách chia việc thay đổi lương tỷ lệ phần trăm do COLA trong hợp đồng trước đó bởi phần trăm thay đổi trong chỉ số CPI so với cùng kỳ. Bù bất ngờ trong fl ation so với hợp đồng trước đó dẫn đến nhu cầu bắt kịp tăng lương. trong chừng mực fi rms ít sẵn sàng để gia nhập những nhu cầu, không được bù bất ngờ trong fl ation nên liên quan tích cực để tấn công tỷ lệ. Lương tăng trưởng tương đối cao hơn so với hợp đồng trước đó ngụ ý rằng các công đoàn đã được cải thiện vị trí tương đối của nó trong việc phân phối tiền lương và do đó khó có thể đòi tăng lương cao bất thường. Một nghiên cứu của Robert Swidinsky và John Vanderkamp (1982) sử dụng dữ liệu của Canada tìm thấy một tiêu cực. nhưng insigni fi không thể. e fl 'vv cho sự thay đổi mức lương tương đối so với hợp đồng trước đó. Tăng trưởng lương thực tế trên hợp đồng trước đó cũng có nghĩa là nhu cầu công đoàn tăng lương catch-up có thể sẽ thấp hơn. Orley Ashenfelter và George Johnson (1969) tìm thấy một tác động tiêu cực của tăng trưởng lương thực tế về tần số cuộc đình công. nhưng vì họ đã sử dụng tổng hợp dữ liệu chuỗi thời gian họ đã không thể kiểm tra sự ảnh hưởng của sự thay đổi mức lương tương đối. Morley Gunderson, John Kervin. và Frank Reid (1986) cũng tìm thấy một tác động tiêu cực cho sự thay đổi lương thực (cant fi trong yếu chỉ ở mức 0,10) sử dụng dữ liệu theo chiều dọc của Canada. Kể từ khi tốc độ tăng lương tương đối và tăng trưởng lương thực tế là các biến cao thẳng hàng trong tập dữ liệu sử dụng ở đây, họ được giới thiệu một cách riêng biệt như là các biến giải thích khác. Sự thay đổi mức lương tương đối được đo lường bằng sự thay đổi phần trăm trong tiền lương trong hợp đồng trước đó trừ đi các thay đổi phần trăm thu nhập trung bình mỗi giờ trong sản xuất, trong khi thay đổi mức lương thực tế được đo lường bằng sự thay đổi phần trăm trong tiền lương trong hợp đồng trước đó trừ đi các thay đổi phần trăm trong CPI. (Lưu ý rằng việc giải quyết đầu tiên fi cho mỗi cặp thương lượng đã được loại trừ khỏi tập dữ liệu để các dữ liệu cho các hợp đồng có độ trễ là đầy đủ). Cả hai biến được dự kiến sẽ được tỷ lệ nghịch với tỷ lệ tấn công. Thời hạn của hợp đồng là neg