For all the equations. the hypothes

For all the equations. the hypothesis that the entire set of dummies makes no significant contribution to the explanation of strike incidence is rejected at the 0.01 level. Only five of the dummies, however. have coefficients that are significant at the 0.05 level (in a two-tailed t-test) across all equations. SIC 29, Petroleum and Coal Products, SIC 30, Rubber and Plastic Products, SIC 33, Primary Metals, SIC 34, Fabricated Metals. and SIC 3S, Nonelectrical Machinery. have significant positive coeliicients indicating that relative to miscellaneous manufacturing strikes are more likely in theseindustries. The results accord with the usual presumptions of behavior in these industries. For the equations reported in all columns but (6) and (7), the dummy for SIC 37. Transportation Equipment, was also positive and significant. The coefficients and r-statistics for the industry dummies for the specification in column (6) are given in Appendix Table A3. Table A3 provides the coeflicient estimates for the industry fixed effects for two of the estimations reported in the text. Monthly dummies were included in the analysis to determine whether there was a seasonal pattern to strikes. F-tests (columns (1) to (4)) and likelihood ratio tests (columns (5) to (8)) performed to test the significance of these dummies indicate that the null hypothesis of no effect cannot be rejected at the 0.05 level of significance except in columns (6) and (8). (It can, however, be rejected at the 0.10 level in all columns).
Consistent with this, none of these dummies has a coefficient that is significant at the 0.05 level in a two-tailed test for the OLS estimation. The dummy for May has a significant negative coefiicient in columns (6) through (8). Table 2 presents the results for the month dummies for columns (2) and (6). Since there did appear to be a seasonal pattern in the coefficients—those for April, May, and June were negative across all equations, the equations were reestimated using quarterly dummies (excluding the fourth quarter). The results for the quarterly dununies for the equation specification in columns (2) and (6) are also reported in Table 2. The dummy for the second quarter is negative and significant. (This is also true for the other equations). Likelihood ratio tests for the entire set of quarterly dummies reject the null hypothesis of no seasonal effect at the 0.05 level for the specifications in columns (6) through (8).'l Thus, there does appear to be some seasonal pattern to strikes in this data set. Recent studies using shorter time periods have also found significant seasonal cfl'ects Gramm (1986) finds a significant negative coefficient for the third-quarter dummy and a positive (though insignificant) coefficient for the second-quarter dummy. The different results are likely due to the different data set and the shorter time period (1971-1980). David Card (1987) using data based on the same underlying data set as that used here finds a somewhat different pattern for the month dummies. He also finds that the whole set of month dummies is a significant factor in explaining strike incidence. Card's sample period, however. is quite difl'erent. His data go only through 1979 and he uses only the six most recent settlements for each bargaining pair. so that he has fewer settlements in the early part of the data period. Comparison with Other Recent Studies. Most of the recent longitudinal studies of US. strike behavior do not focus on aggregate unemployment or inflation. One exception is the paper by Sheena McConnell (1987). Her data cover a shorter time period, 1970 to 1981, but she does find that strike incidence is procyclical. Tracy (1986) finds that above average local employment residuals are associated with a higher strike incidence, but that above average industry employment residuals are inversely related to strike incidence. Gramm (1986) finds no effect of local unemployment. but a positive ellect of increases in product market demand. None of these studies examines the efl'ect of unexpected inflation on strikes. An earlier timeseries study by Kaufman (1981) examined several hypotheses similar to those tested here. He found that strike activity was negatively related to the unemployment rate for adult males, and that corporate profits had no effect on strikes. He also found that expected inflation as measured by the Livingston index did not have a significant efl”ect on strike activity. while inflation over the previous contract period had a significant positive efl'ect. which was reduced by the presence of escalator clauses. Recent studies using Canadian contract data have shown more interest in the effect of macroeconomic variables on strike dence. Swidinslty and Vanderkamp (1982), using a large microeconomic data base covering Canadian union settlements over the period 1967 to 1975. found that labor market tightness was a significant factor in explaining the propensity to strike. In their estimation. the relative wage change over the previous co

Kết quả (Việt) 1:

Cho tất cả các phương trình. Các giả thuyết rằng các thiết lập toàn bộ của núm vú làm cho không có đóng góp significant để giải thích về tỷ lệ tấn công là bị từ chối cấp 0.01. Chỉ five của núm vú, Tuy nhiên. có coefficients được significant ở mức 0,05 (trong một hai đuôi t-test) trên tất cả các phương trình. SIC 29, dầu và các sản phẩm than, SIC 30, cao su và các sản phẩm nhựa, SIC 33, kim loại chính, SIC 34, chế tạo kim loại. và SIC 3S, Nonelectrical máy móc. có significant thuận coeliicients chỉ ra rằng so với đợt tấn công khác sản xuất có nhiều khả năng trong theseindustries. Các kết quả phù hợp với presumptions thông thường của hành vi trong các ngành công nghiệp. Cho phương trình các báo cáo trong tất cả các cột nhưng (6) và (7), dummy SIC 37. Thiết bị giao thông vận tải, cũng là tích cực và significant. Coefficients và r-thống kê cho núm vú cao su công nghiệp cho sinh trong cột (6) được đưa ra trong phụ lục bảng A3. Bảng A3 cung cấp coeflicient ước tính cho các ngành công nghiệp fixed hiệu ứng cho hai estimations báo cáo trong văn bản. Núm vú hàng tháng được áp dụng trong việc phân tích để xác định cho dù đó là một mô hình theo mùa để tấn công. F-bài kiểm tra (cột (1) ñeán (4)) và khả năng tỷ lệ các bài kiểm tra (cột (5) vào (8)) thực hiện kiểm tra significance các núm vú cho thấy rằng giả thuyết null không có hiệu lực không thể bị từ chối tại level of significance 0,05 ngoại trừ ở cột (6) và (8). (Nó, Tuy nhiên, có thể bị từ chối cấp 0,10 tại tất cả các cột).Phù hợp với điều này, không có các núm vú cao su đã một coefficient đó là significant ở mức 0,05 trong một thử nghiệm hai đuôi cho dự toán OLS. Dummy để có thể có một significant coefiicient tiêu cực trong cột (6) thông qua (8). Bảng 2 trình bày các kết quả cho núm vú cao su tháng cho cột (2) và (6). Kể từ đó đã xuất hiện để là một mô hình theo mùa trong các coefficients-những người cho tháng tư, tháng năm và tháng sáu đã được tiêu cực trên tất cả các phương trình, phương trình được reestimated bằng cách sử dụng núm vú cao su hàng quý (không bao gồm quý IV). Kết quả cho quý dununies đối phương sinh tại cột (2) và (6) cũng được báo cáo trong bảng 2. Dummy trong quý thứ hai là tiêu cực và significant. (Điều này cũng đúng cho các phương trình khác). Khả năng tỷ lệ các xét nghiệm cho các thiết lập toàn bộ của núm vú cao su quý từ chối các giả thuyết null không có hiệu ứng theo mùa ở mức 0,05 cho specifications trong cột (6) thông qua (8).' l như vậy, có vẻ là một số mô hình theo mùa để tấn công trong này thiết lập dữ liệu. Nghiên cứu gần đây sử dụng khoảng thời gian ngắn cũng đã tìm thấy significant theo mùa cfl'ects Gramm (1986) finds significant một tiêu cực coefficient cho dummy quý thứ ba và một tích cực (dù insignificant) coefficient cho dummy phần tư thứ hai. Các kết quả khác nhau có khả năng do thiết lập dữ liệu khác nhau và ngắn hơn thời gian (năm 1971-1980). David Card (1987) bằng cách sử dụng dữ liệu dựa trên cùng một tập hợp dữ liệu cơ bản như đó sử dụng ở đây finds một mô hình hơi khác nhau cho núm vú cao su tháng. Ông cũng finds toàn bộ thiết lập của núm vú cao su tháng là một yếu tố significant trong việc giải thích tỷ lệ đình công. Thẻ của mẫu thời gian, Tuy nhiên. là khá difl' tiểu. Dữ liệu của mình đi chỉ có thông qua năm 1979 và ông đã sử dụng chỉ các khu định cư đặt sáu cho mỗi cặp mặc cả. do đó ông có các khu định cư ít hơn trong phần đầu của giai đoạn dữ liệu. So sánh với các nghiên cứu gần đây. Hầu hết các nghiên cứu gần đây theo chiều dọc của Hoa Kỳ. hành vi tấn công không tập trung vào thất nghiệp tổng hợp hoặc inflation. Một ngoại lệ là giấy bởi Sheena McConnell (1987). Dữ liệu của cô bao gồm một khoảng thời gian ngắn hơn, năm 1970 đến năm 1981, nhưng cô thấy rằng tỷ lệ tấn công là procyclical. Tracy (1986) finds mà trên trung bình là việc làm địa phương dư được liên kết với một tỷ lệ đình công cao hơn, nhưng mà trên ngành công nghiệp trung bình là việc làm dư nghịch có liên quan đến tỷ lệ đình công. finds Gramm (1986) không có hiệu lực của tỷ lệ thất nghiệp địa phương. nhưng một ellect tích cực của gia tăng trong sản phẩm thị trường nhu cầu. Không ai trong số những nghiên cứu này kiểm tra efl'ect inflation bất ngờ về cuộc đình công. Một nghiên cứu timeseries trước đó bởi Kaufman (1981) kiểm tra một số giả thuyết tương tự như thử nghiệm ở đây. Ông thấy rằng hoạt động tấn công tiêu cực liên quan đến tỷ lệ thất nghiệp cho người lớn nam giới, và rằng profits công ty không có hiệu lực vào cuộc đình công. Ông cũng cho thấy rằng dự kiến sẽ inflation được đo bằng chỉ số Livingston đã không có một efl significant "ect vào hoạt động tấn công. trong khi inflation trong khoảng thời gian hợp đồng trước đó đã có một significant efl tích cực ' ect. đó giảm sự hiện diện của mệnh đề thang cuốn. Nghiên cứu gần đây sử dụng dữ liệu hợp đồng người Canada đã cho thấy quan tâm nhiều hơn trong hiệu quả của các biến kinh tế vĩ mô ngày tấn công dence. Swidinslty và Vanderkamp (1982), bằng cách sử dụng một cơ sở dữ liệu microeconomic lớn bao gồm các khu định cư liên bang Canada trong giai đoạn năm 1967 đến 1975. thấy rằng chặt chẽ thị trường lao động là một yếu tố significant trong việc giải thích xu hướng tấn công. Trong dự toán của họ. sự thay đổi mức lương tương đối qua co trước

Kết quả (Việt) 2:

Đối với tất cả các phương trình. giả thuyết cho rằng toàn bộ các núm vú cao su làm cho không có trọng yếu góp fi không thể giải trình tỷ lệ tấn công từ chối ở mức 0,01. Chỉ fi ve của các núm vú cao su, tuy nhiên. có coef cients fi mà là trọng yếu không thể fi ở mức 0,05 (trong t-test hai đuôi) trên tất cả các phương trình. SIC 29, dầu khí và than Sản phẩm, SIC 30, Cao su và các sản phẩm nhựa, SIC 33, kim loại tiểu, SIC 34, chế tạo kim loại. và SIC 3S, Nonelectrical máy móc. có trọng yếu không thể coeliicients tích cực cho thấy rằng đối với các cuộc đình công sản xuất linh tinh có nhiều khả năng trong theseindustries. Các kết quả phù hợp với suy đoán thông thường của hành vi trong các ngành công nghiệp. Đối với các phương trình báo cáo trong tất cả các cột nhưng (6) và (7), giả cho SIC 37. Thiết bị Giao thông vận tải, cũng là tích cực và trọng yếu không thể fi. Các hệ coef fi và r-thống kê cho núm vú cao su công nghiệp cho các cation fi cụ thể trong cột (6) được đưa ra trong Phụ lục Bảng A3. Bảng A3 cung cấp các ước tính icient COE fl cho các hiệu ứng cố định ngành công nghiệp fi cho hai trong số ước tính báo cáo trong văn bản. Núm vú hàng tháng được đưa vào phân tích để xác định xem liệu có một mô hình theo mùa để đình công. F-kiểm tra (cột (1) đến (4)) và các kiểm nghiệm (cột (5) đến (8)) thực hiện để kiểm tra cance fi trọng yếu của các núm vú cao su chỉ ra rằng giả thuyết không có hiệu lực không thể bị bác bỏ ở mức 0,05 có ý nghĩa ngoại trừ trong các cột (6) và (8). (Nó có thể, tuy nhiên, bị từ chối ở mức 0,10 trong tất cả các cột).
Phù hợp với điều này, không ai trong số những núm vú cao su có một coef fi cient đó là trọng yếu không thể fi ở mức 0,05 trong thử nghiệm hai đuôi để tính OLS. Các giả cho tháng có fi không thể COE âm fi icient trọng yếu trong các cột (6) đến (8). Bảng 2 trình bày các kết quả cho núm vú cao su tháng đối với cột (2) và (6). Kể từ đó đã xuất hiện như một mô hình theo mùa trong Các hệ-những coef fi cho tháng tư, tháng, năm và tháng sáu là tiêu cực trên tất cả các phương trình, phương trình đã được reestimated sử dụng núm vú cao su quý (không bao gồm quý IV). Các kết quả cho dununies quý của phương trình cụ thể cation fi trong các cột (2) và (6) cũng được báo cáo trong Bảng 2. Các núm vú cho quý thứ hai là tiêu cực và trọng yếu không thể. (Điều này cũng đúng đối với các phương trình khác). Kiểm tra tỷ lệ khả năng cho toàn bộ tập hợp các núm vú cao su quý bác bỏ giả thuyết không có hiệu lực theo mùa ở mức 0,05 cho các cation fi cụ thể trong cột (6) đến (8). 'L Như vậy, có không xuất hiện được một số mô hình theo mùa để đình công trong này tập hợp dữ liệu. Các nghiên cứu gần đây sử dụng khoảng thời gian ngắn hơn cũng đã tìm thấy trọng yếu không thể theo mùa c fl 'các dự Gramm (1986) fi NDS một fi không thể coef âm fi cient trọng yếu cho các giả quý thứ ba và tích cực (mặc dù insigni fi không thể) coef fi cient cho dummy quý II. Các kết quả khác nhau là có thể do bộ dữ liệu khác nhau và khoảng thời gian ngắn (1971-1980). David Card (1987) sử dụng dữ liệu dựa trên các dữ liệu cơ bản cùng một thiết lập như được sử dụng ở đây fi NDS một mô hình hơi khác nhau cho núm vú cao su tháng. Ông cũng fi NDS rằng toàn bộ núm vú cao su tháng là một yếu tố trọng yếu trong việc giải thích tỷ lệ đình công. Thời kỳ mẫu thẻ, tuy nhiên. là khá di fl 'erent. Dữ liệu của mình chỉ đi qua năm 1979 và ông sử dụng chỉ có sáu khu định cư gần đây nhất cho mỗi cặp mặc cả. để ông có định cư ít hơn trong những năm đầu của thời kỳ dữ liệu. So sánh với các nghiên cứu gần đây khác. Hầu hết các nghiên cứu dài gần đây của Mỹ. hành vi đình công không tập trung vào tình trạng thất nghiệp tổng hợp hay trong ation fl. Một ngoại lệ là các bài báo của Sheena McConnell (1987). Dữ liệu của cô bao gồm một khoảng thời gian ngắn hơn, 1970-1981, nhưng cô ấy thấy rằng tỷ lệ đình công là procyclical. Tracy (1986) NDS fi mà trên dư lao động trung bình ở địa phương có liên quan với một tỷ lệ tấn công cao hơn, nhưng mà trên trung bình ngành dư việc làm có liên quan nghịch với tấn công tỷ lệ. Gramm (1986) NDS fi không có ảnh hưởng của tỷ lệ thất nghiệp tại địa phương. nhưng một ellect tích cực về sự tăng nhu cầu thị trường của sản phẩm. Không ai trong số những nghiên cứu này xem xét các e fl 'vv của bất ngờ trong fl ation về đình công. Một chuỗi thời gian nghiên cứu trước đó của Kaufman (1981) đã kiểm tra một vài giả thuyết tương tự như những thử nghiệm ở đây. Ông thấy rằng hoạt động đình công đã được tiêu cực liên quan đến tỷ lệ thất nghiệp cho con đực trưởng thành, và ts nhuận của công ty không có tác dụng trong việc đình công. Ông cũng thấy rằng dự kiến trong fl ation được đo bằng chỉ số Livingston đã không có một trọng yếu không thể e fl "vv vào hoạt động đình công. trong khi ở fl ation trong thời gian hợp đồng trước đó đã có một trọng yếu không thể tích cực e fl 'ect. được giảm bởi sự hiện diện của các điều khoản thang cuốn. Các nghiên cứu gần đây sử dụng dữ liệu hợp đồng Canada đã thể hiện sự quan tâm nhiều hơn trong các tác động của các biến kinh tế vĩ mô trên bằng cuộc đình công. Swidinslty và Vanderkamp (1982), sử dụng một cơ sở dữ liệu kinh tế vi mô lớn bao gồm các khu định cư Canada công đoàn trong giai đoạn 1967 đến 1975. thấy rằng thị trường lao động thắt chặt là một yếu tố trọng yếu trong việc giải thích các xu hướng tấn công. Theo ước tính của họ. sự thay đổi mức lương tương đối so với đồng trước