ترجمه مقاله تفاوت های برون زا در هزینه های تعدیل

در حالی که آزمون قبلی بر تفاوت‌های برون زای ناشی از تغییرات در محیط اقتصاد کلان تمرکز می‌کند، آزمون دوم را برای بررسی اینکه چگونه رابطه بین lsI و عدم تقارن هزینه‌ تحت‌تاثیر تفاوت‌های برون زای ناشی از محیط تنظیمی شرکت‌ها قرار دارد، انجام می‌دهیم. ما از یافته های سرفیلینگ، گالی و همکاران (2017) پیروی کرده و از تغییرات برون زا در هزینه‌های اخراج در کشور آمریکا پس از شناخت قوانین اخراج نادرست پس از دهه ۱۹۷۰ استفاده می‌کنیم. انتظار می‌رود که شرکت‌ها در آمریکا با قوانین قوی‌تر حفاظت از کارکنان و هزینه‌های تعدیل نیروی کار بیشتر مرتبط با اخراج کارگران (هزینه‌های تعدیل پایین) مواجه شوند و در نتیجه به احتمال زیاد گردش نیروی کار برای اجتناب از اخراج پرهزینه را به حداقل برسانند. قوانین اخراج اشتباه (WDL) به طور کلی برای کارمندان غیر ماهر که احتمالاً در اتحادیه و تحت پوشش توافق های مذاکره جمعی قرار دارند اعمال نمی شود (آتور، 2003). شرکت‌هایی که نیروی کار ماهر را استخدام می‌کنند به احتمال زیاد با ریسک قضایی بالاتر در ایالات متحده و WDL قوی‌تر مواجه هستند (آتور و همکاران, 2006) که به هزینه‌های تعدیل بالاتر این شرکت ها کمک می‌کند.

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

 

 

متن زبان تخصصی حسابداری با ترجمه

متون تخصصی حسابداری به انگلیسی

ترجمه متون حسابداری

 

محاکمات WDL ممکن است منجر به  جبران خسارت بالا شده و از این رو برای شرکت ها بسیار پرهزینه باشد زیرا احتمال زیادی برای برد شاکیان پرونده ها وجود دارد (غالی و همکاران ، 2017). بنابراین، ما انتظار داریم که WDL ها احتمالاً هزینه های اخراج کارگر ماهر را به میزان بیشتری نسبت به کارگر غیر ماهر افزایش دهند که منجر به عدم تقارن هزینه بیشتر در شرکت های مستقر در ایالت هایی با قوانین قوی تر حمایت از اشتغال می شود. اندازه گیری WDL های ما در یک ایالت با جمع کردن سه متغیر ساختگی مجزا برای هر سه استثناء مختلف WDL  انجام می شود و اگر شرکت در وضعیتی باشد که استثناء مورد نظر را اتخاذ کرده باشد هر یک از متغیرهای ساختگی برابر با یک است و در غیر این صورت صفر می باشد. اگر شرکت در ایالتی با حداقل دو استثناء باشد ما WDL را بالا (یعنی  WDL = l) تعریف می کنیم و در غیر این صورت آنرا پایین (یعنی WDL = 0) تعریف می کنیم. به طور خاص ، 76.2٪ از مشاهدات ما متعلق به زیر نمونه WDL بالا، و باقی مانده مشاهدات متعلق به زیر نمونه پایین WDL هستند. بیست و پنج ایالت با سطح 2 و شانزده ایالت با سطح 3 وجود دارد. ما معادله (2) را به طور جداگانه برای زیرنمونه ها بر اساس WDL های بالا و پایین تخمین می زنیم. نتایج حاصل از این تحلیل در جدول 7 ارائه شده است. نتایج ما در جدول 7 نشان می دهد که ضریب تخمین زده شده  تنها در زیر نمونه های شرکتهایی با WDL بالا (-0.056 ، -pارزش <0.05) منفی و معنادار است ، در حالی که در زیر نمونه هایی با WDL پایین ناچیز است. اختلاف ضرایب در بین دو زیر نمونه از نظر آماری در سطح 5٪ (-pارزش <0.05) معنی دار است. بنابراین ، با تکیه بر این فرض که قوانین قوی تر حمایت از کارکنان باعث افزایش تفاوت در هزینه های تعدیل بین کارگرانی با مهارت بالا و مهارت پایین می شود ، در می یابیم که تأثیر کارکنانی با مهارت بالا بر رفتار هزینه نامتقارن در ایالتهایی با حمایت جدی تر از کارکنان بیشتر بوده و با فرضیه هزینه تعدیل نیروی کار سازگار است.

4.2.3 تفاوت های برون زا در هزینه های استخدام

در مرحله بعد ، ما تأثیر تغییر در هزینه های استخدام شرکت ها را در رابطه بین LSI و عدم تقارن هزینه ها بررسی می کنیم. برای انجام این کار ، ما از تغییر در اعتبارات استخدام در سطح ایالت (به طور مثال، یارانه های پرداخت شده به کارفرمایانی که کارگران را استخدام می کنند) استفاده می کنیم که هزینه های تعدیل نیروی کار مربوط به استخدام کارگران جدید را کاهش می دهد. نیومارک و گریجالوا (2017) عنوان می کنند که برنامه های یارانه در برخی ایالت ها هزینه های استخدام کارگران جدید را کاهش می دهد. ماترا و همکاران (2011) یک روش منظم برای شناسایی برنامه های اعتباری استخدام با کیفیت بالا را ارائه می دهند که امتیاز بالاتر نشان دهنده کارایی بالاتر در ایجاد مشاغلی با کیفیت بالا و هزینه های پایین تر است. از آنجا که هدف این اعتبارات ارتقاء استخدام با کیفیتی بالا است ، آنها عموماً حاوی الزامات دستمزدی با آستانه بالاتر هستند که نشان دهنده اعتبارات بیشتر برای شرکتهایی است که کارگرهای ماهر را استخدام می کنند (قالی و همکاران ، 2017). از این رو ، این اعتبارات باید به کاهش اختلاف در هزینه های تعدیل کارگران ماهر و غیر ماهر کمک کند. در نتیجه ، برای شرکت هایی که به کار ماهرانه در ایالاتی که اعتبارات استخدامی را ارائه می کنند متکی هستند ، تقارن کمتری را انتظار داریم. اعتبارات استخدام را به عنوان یک متغیر ساختگی اندازه می گیریم که اگر امتیاز کیفی یارانه ایجاد شغل در ایالتی که شرکت در آن مستقر است C یا بالاتر  باشد برابر با یک و در غیر این صورت صفر خواهد بود ( ماترا و همکاران2011 ، گالی و همکاران ، 2017). ما معادله (2) را برای دو زیرنمونه تشکیل شده در مورد کیفیت یارانه اشتغال زایی تخمین می زنیم. نتایج این برآورد در جدول 8 ارائه شده است. نتایج نشان می دهد که ضریب برآورد شده   برای گروهی از شرکت ها در ایالاتی با اعتبار استخدام پایین (0.074- ، -pارزش<0.05 ) منفی و معنی دار است.  با این حال ، برای گروهی از شرکتها در ایالات دارای اعتبار استخدام بالا (0.014 -، p-ارزش> 0.73) ، ناچیز است ، که این بدان معناست که در ایالات دارای یارانه استخدام با کیفیت بالا ،  LSI با افزایش در چسبندگی هزینه همراه نیست. تفاوت در ضرایب در هر دو زیرنمونه از نظر آماری در سطح 5٪  (p-value = 0.021)معنی دار است  .این نتیجه با فرض ما سازگار است که اعتبارات استخدام باعث کاهش اختلاف در هزینه های تعدیل بین نیروی کار ماهر و غیر ماهر می شود. بر این اساس، درمی یابیم که تأثیر نیروی کار با مهارت بالا بر عدم تقارن هزینه هنگام اعتبارات استخدام، کم است. همچنین در می یابیم که اصطلاح تعامل دو طرفه منفی (-0.038)  است و در زیر نمونه اعتبارات پایین استخدام قابل توجه است ، اما در زیر نمونه اعتبارات بالای استخدام ناچیز است. این نشان می دهد که شرکتهایی که به نیروی کار با مهارت بالا اعتماد کرده و در ایالات دارای اعتبار پایین استخدام هستند، ممکن است کارگران کمتری را در پاسخ به افزایش فروش استخدام کنند. در کل، یافته های ما از سه آزمایش دیگر نشان می دهد که تأثیر مهارتهای نیروی کار در عدم تقارن هزینه در زمینه مشخص شده با تفاوت های بیشتر در هزینه های تعدیل نیروی کار ماهر و غیر ماهر برجسته تر است ، بنابراین تقویت، زیربنای فرضیه هزینه تعدیل نیروی کار است.

5. تجزیه و تحلیل حساسیت

5.1. مشخصات جایگزین برای مدل سازی عدم تقارن هزینه

در یک تست حساسیت ، ما این احتمال را در نظر می گیریم که ممکن است سطح نیروی کار ماهر توسط شرکت ها بطور درون زا انتخاب شود و از این رو می تواند با عوامل غیر قابل کنترل مرتبط باشد که به نوبه خود ، بر چسبندگی هزینه نیز تأثیر می گذارد. برای پرداختن به مسئله درون زایی که ممکن است باعث تعصب ناهمگونی شرکت و صنعت شود ، ما در مدل رگرسیون خود تأثیرات ثابت شرکت و صنعت را کنترل می کنیم و نتایج مشابهی را می یابیم. علاوه بر این ، هنگامی که شرکت ها مشغول فعالیت های ادغام و اکتساب (M&A) هستند ، شرکت های اکتسابی ممکن است تغییراتی را در فروش و هزینه های عملیاتی تجربه کنند که عملکرد عادی شرکت را منعکس نمی کند. برای کاهش تأثیر هرگونه تعصب در برآوردها به دلیل درج شرکت هایی از این دست در نمونه ، سالهای شرکت را با فعالیت های M&A حذف کرده و مدل اصلی خود را دوباره ارزیابی می کنیم. استنتاج نتایج ما (جدول بندی نشده) از نظر کیفی مشابه است. برای تأیید اینکه وجود هزینه های غیر قابل کنترل یا ثابت باعث تعصب در نتایج نمی شود، ما نسخه های بالاکریشنان و همکاران (2014) را با استفاده از دو مشخصات اصلاح شده مدل ABJ دنبال می کنیم. مشخصه درصد به جلوگیری از چسبندگی مکانیکی ناشی از مشخصه ورود به سیستم در صورت وجود هزینه های ثابت کمک می کند. علاوه بر این ، مقیاس گذاری متغیر وابسته با فروش وقفه دار به جای هزینه های کل وقفه دار ، از پاسخ هزینه غیر ثابت به تغییرات فعالیت جلوگیری می کند (بالاکریشنان و همکاران (2014). ضریب LSI*DEC*%LlSALE (جدول بندی نشده) از برآوردها با استفاده از این مشخصات جایگزین معنادار ((-0.062, p < 0.01; and -0.076, p < 0.05، به ترتیب) باقی می ماند. این نشان می دهد که نتایج ما تحت تأثیر تعصب هزینه غیرقابل کنترل یا ثابت قرار نمی گیرند (بالاکریشنان و همکاران (2014).

5.2 اندازه گیری جایگزین عدم تقارن هزینه

در حالی که اکثر مقالات مربوط به این موضوع به مدل ABJ برای بررسی چسبندگی هزینه کل در شرکتها متکی هستند، برخی از مطالعات اندازه گیری عدم تقارن هزینه شرکت پیشنهاد شده توسط ویس (2010) را اتخاذ کرده اند. در حالی که رویکرد ویس (2010) اندازه گیری چسبندگی در سطح شرکت را امکان پذیر می کند ، نگرانی استفاده از این رویکرد این است که این اندازه گیری را می توان تنها برای شرکتهایی که اخیراً افزایش فروش و کاهش فروش داشته اند محاسبه کرد. این مسئله منجر به افت قابل توجه داده ها می شود. در مقابل ، مدل ABJ با استفاده از تمام داده های موجود ، اندازه گیری کلی عدم تقارن هزینه را ارائه می دهد. محدودیت دیگر استفاده از اندازه گیری ویس این است که به دلیل مشکل مخرج کوچک برای تغییرات فروش جزئی پر سروصدا است (بانکر و بیزالوو 2014).  آنها عنوان کردند که این محدودیتهای رویکرد ویس باعث می شود که مدلهای ABJ در هنگام بررسی عوامل تعیین کننده چسبندگی هزینه مناسب تر شوند. اندازه گیری وایس ضمن بررسی تأثیرات و پیامدهای چسبندگی هزینه مفیدتر است. از آنجا که مطالعه ما حول محور تحقیق درباره محرک عدم تقارن هزینه ، یعنی هزینه های تعدیل نیروی کار می چرخد ​​، در تحلیل اصلی خود به مدل ABJ اعتماد می کنیم. با این حال ، به عنوان یک تست استحکام ، ما با استفاده از روش ویس (2010) اندازه گیری میزان چسبندگی هزینه سطح چهارم شرکت را به شرح زیر محاسبه می کنیم:

کهو جدیدترین کوارتر از چهار کوارتر قبلی هستند که در آن شرکت افزایش (کاهش) فروش را تجربه کرده است. در پی یافته های روکسیلین و همکاران. (2018) ، اندازه گیری اصلی ویس (2010) را در-1 ضرب می کنیم و اندازه گیری را عادی می کنیم تا چسبندگی بالاتر نشان دهنده چسبندگی بیشتر باشد. ما با استفاده از مدل ارائه شده در زیر تأثیر LSI را در اندازه گیری چسبندگی هزینه در سطح شرکت بررسی می کنیم:

برای اختصار ، نتایج این برآورد را جدول بندی نمی کنیم. با این حال ، در می یابیم که ضریب LSI مثبت و معنی دار(0.024, p-value < 0.01) بوده و اتکا به نیروی کار ماهر منجر به عدم تقارن هزینه بیشتر می شود که یافته های اصلی ما را تقویت می کند.

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

ثبت سفارش ترجمه تخصصی حسابداری

3. 5. کنترل اثرات نامشهود

شرکتهایی که متکی به نیروی کار با مهارت بالا هستند نیز ممکن است مبلغ قابل توجهی را در "سرمایه نامشهود" سرمایه گذاری کنند که با هزینه های تحقیق و توسعه (R&D)  و همچنین دانش سرمایه انسانی تعبیه شده در کارگران ماهرشان (به عنوان مثال ، قالی و همکاران2017) ایجاد می شود. ما با بررسی اثرات هزینه های تحقیق و توسعه در مدل خود مشخص می کنیم که آیا تأثیر نیروی کار ماهر بر چسبندگی هزینه در اثر سرمایه نامشهود افزایشی است یا خیر. مشکل استفاده از داده های هزینه تحقیق و توسعه از کامپوستات این است که تعداد قابل توجهی از شرکت ها این متغیر را نامعلوم اعلام می کنند. ما این ارتباط را با استفاده از چندین روش ارائه می دهیم. ابتدا ، یافته های کو و ریب (2015) را دنبال کرده و مقادیر تحقیق و توسعه نامعلوم را با میانگین صنعت تحقیق و توسعه جایگزین می کنیم. دوم ، ما مشاهدات را برای شرکتهایی که تحقیق و توسعه را گزارش نمی کنند صفر قرار می دهیم. سوم، تمام مشاهدات با تحقیق و توسعه نامعلوم را کنار می گذاریم. در هر یک از تست های استحکام ، ما ، R&D ،  و DEC^* R&D را در معادله (2) قرار می دهیم. هنگامی که مقادیر تحقیق و توسعه نامعلوم را با میانگین تحقیق و توسعه صنعت جایگزین می کنیم یا مشاهداتی را برای شرکتهایی که تحقیق و توسعه را به صورت صفر گزارش نمی کنند تعیین می کنیم ، ضرایب متغیر اصلی آزمون  حتی پس از کنترل تأثیرات تحقیق و توسعه همچنان معنادار(p-value < 0.01) است. هنگامیکه تمام مشاهدات با تحقیق و توسعه نامعلوم را رها کنیم، ضریب متغیر اصلی آزمون ماهمچنان معناداراست ، اگرچه، احتمالاً به دلیل کاهش اندازه نمونه، کمی ضعیف  (p-value < 0.05) است. به طور کلی ، نتایج ما (گزارش نشده) نشان می دهد که تأثیر LSI بر عدم تقارن هزینه ، با تأثیر نامشهود بر عدم تقارن هزینه، افزایشی است.

5.4 جایگزینی هزینه های عملیاتی با هزینه های کارمندان

از آنجایی که فرضیه هزینه تعدیل نیروی کار در درجه اول به رفتار هزینه های مربوط به نیروی کار مربوط می شود ، آزمایش واضح تر این فرضیه بررسی چسبندگی در هزینه های کارمندان شرکت ها و نه بررسی تمام هزینه های عملیاتی مانند آزمایش های تجربی است. با این حال، ضعف انجام چنین آزمایشی این است که همه شرکت ها هزینه های مربوط به کارمندان را افشاء نمی کنند. با این وجود ، ما با جایگزینی تغییر ورود در هزینه های عملیاتی با تغییر ورود در هزینه های کارکنان ، به عنوان متغیر وابسته در معادله (2) ، تجزیه و تحلیل حساسیت نتایج اصلی خود را انجام می دهیم. ما همچنین با توجه به هزینه های کارکنان ، چسبندگی هزینه ها را می یابیم. ضریب برآورد شده برای تعامل LSI با  منفی و معنی دار(-0.181, p-value < 0.01) (جدول بندی نشده) است. بنابراین ، یافته های ما با توجه به هزینه های کارکنان نتیجه گیری های ما را از تحلیل اصلی انجام شده با هزینه های عملیاتی پشتیبانی می کند.

6. نتیجه گیری

برای بررسی فرضیه هزینه تعدیل نیروی کار، ازشاخص سطح مهارت نیروی کار در صنعت در جمعیتی از شرکتهای دولتی ایالات متحده به عنوان مشخصه ای برای هزینه های تعدیل نیروی کار استفاده می کنیم. به دلیل استخدام بیشتر و هزینه های مربوط به اخراج نیروی کار ماهر ، نیروی کار ماهر احتمالاً با هزینه های تعدیل بالاتر همراه است. بنابراین ، استدلال می کنیم که شاخص مهارت نیروی کار تأثیر مثبت و معناداری بر چسبندگی هزینه در سطح شرکت دارد. ما آزمایش های زیر نمونه بیشتری را انجام می دهیم که از تغییرات بیرون زا در هزینه های تعدیل نیروی کار ناشی از ویژگی های محیط های اقتصادی و نظارتی شرکت ها استفاده می کند. ما در می یابیم که ارتباط بین اعتماد به کارمندان ماهر و عدم تقارن هزینه هنگامی که نرخ بیکاری پایین است ، برای شرکتهایی که در ایالت هایی با اعتبار پایین استخدام قرار دارند و برای بنگاه های ایالتی که قوانین پشتیبانی از اشتغال را دارند ، مشخص تر است. ما همچنین تست های حساسیت را برای اثبات استحکام نتایج خود انجام می دهیم. مطالعه ما به تغییر فزاینده در اقتصاد و علوم اجتماعی پاسخ می دهد که برای اثبات اعتبار ، قابلیت اطمینان و ثبات یافته های مربوط به فرضیه های انتقادی به تکرار و آزمون استحکام مطالعات قبلی نیازمند است (کلمنس, 2017; چریستنسن و میگل, 2018). یک تست استحکام که فرضیه ها را با داده های جدید در یک جمعیت مختلف بررسی می کند ، می تواند به شفافیت تعمیم پذیری یافته های قبلاً مستند شده منجر شده و بررسی کند که آیا این یافته ها مشروط بر پروکسی مورد استفاده و یا ماهیت جمعیت هستند یا خیر. این امر به ویژه در مورد فرضیه هزینه تعدیل نیروی کار به دلیل دشواری در یافتن پروکسی های مناسب برای هزینه های تعدیل نیروی کار برجسته است. مطالعه ما گامی در این مسیر است. به طور کلی ، این مطالعه شواهد قوی و قانع کننده ای را در حمایت از فرضیه هزینه تعدیل نیروی کار ارائه می دهد که برای نظریه رفتار هزینه نامتقارن اساسی است.

پیوست A

شاخص سطح صنعت که میانگینسطح مهارت مشاغل موجود در یک صنعت را اندازه گیری می کند	LSI
گزارش طبیعی تغییر سالانه یک شرکت در هزینه های عملیاتی
گزارش طبیعی تغییر سالانه یک شرکت در زمینه فروش
متغیر شاخص برابر با یک است اگر درآمد حاصل از فروش در سال t کمتر از t-1 باشد و در غیر این صورت صفر می باشد	DEC
گزرش طبیعی نسبت کل تعداد کارمندان به درآمد فروش	EMPINT
گزارش طبیعی از نسبت کل دارایی به درآمد فروش	ASINT
متغیر ساختگی برابر است با یک اگر درآمد حاصل از فروش سال t-1 کمتر از سال t-2 باشد و در غیر اینصورت صفر است. ما WDL ها را بالا (WDL = 1) تعریف می کنیم اگر شرکت در ایالتی با حداقل 2 استثناء باشد و در غیر اینصورت پایین (یعنی WDL = 0)تعریف می کنیم .	SUC_DEC
گزارش طبیعی پول نقد و معادل پول نقد	پول نقد
نرخ بیکاری سالانه از اداره آمار کار. نرخ بیکاری بالا به گونه ای تعریف می شود که گویی نرخ بیکاری بالاتر از نرخ بیکاری متوسط ​​در دوره نمونه ما است	نسبت بیکاری
جمع سه متغیر ساختگی مجزا برای هر یک از سه استثناء WDLl ، که در آن هر متغیر ساختگی برابر با یک است درصورتی که شرکت در وضعیتی باشد که استثناء مورد نظر را پذیرفته باشد و در غیر این صورت صفر است.	WDL
متغیر ساختگی که در صورت رتبه بندی کیفیت یارانه های اشتغال زایی در ایالتی که در آن شرکت مستقر است دارای ارزش یک یا بالاتر است و در غیر این صورت صفر است.	اعتبارات اخراج
گزارش طبیعی تغییر سالانه یک شرکت در هزینه های کارکنان
هزینه های تحقیق و توسعه	R&D
اندازه گیری سطح چسبندگی هزینه های شرکت که و  جدیدترین کوارتراز چهار کوارتر قبل است که در آن شرکت افزایش (کاهش) فروش را تجربه کرده است. ما این اندازه را در 1- ضرب می کنیم و اندازه گیری را عادی می کنیم تا چسبندگی بالاتر میزان چسبندگی هزینه بیشتر را مشخص کند (روکسلین و همکاران 2018).	چسبندگی

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول 1. جزئیات نمونه. پانل : A ایجاد نمونه.

مشاهدات سالانه شرکت
مقطع عرضی بانکهای اطلاعاتی کامپوستات و OES برای سالهای 1999 تا 2016 (به استثنای مؤسسات مالی (براساس رقم SIC    = 6) و کاربردهای عمومی (دو رقمی SIC = 9)	119,941
مشاهدات کمتر:
مشاهدات سالانه شرکت که در آن هزینه های عملیاتی کمتر از 50٪ یا بیشتر از 200٪ فروش برای سالهای t ، t-1 و t-2 باشد	30,064
مشاهدات سالانه شرکت که در آن فروش بیش از 50٪ افزایش یافته یا بیش از 33٪ در سال جاری یا قبل کاهش یافته است (t, t-1)	11,262
مشاهدات نامعلوم با داده های نامعلوم در دو سال گذشته (t-1 ، t-2)	11,588
حذف مشاهداتی که مقادیر شدید متغیرهای رگرسیون را نشان می دهد (به عنوان مثال ، در بالا و پایین 0.5٪ توزیع)	4,106
مشاهدات نامعلوم با داده های نامعلوم در LSI	2,738
پانل نهایی	60,183
پانل B: ترکیب نمونه بر اساس سال