Menilai Kinerja JIT: Pendekatan Ekonometrik
Diajukan oleh: Elen Yustadea Permata 123151023
JURUSAN AKUNTANSI UNIVERSITAS TRISAKTI JAKARTA 2016
Latar Belakang
Minat praktek di Just-in-time (JIT) telah meningkat selama lebih dari dua dekade. Bagaimana temuan studi empiris yang meneliti hubungan antara JIT adoption dan kinerja perusahaan dicampur (Anyane-Ntow 1991; Balakrishnan et al 1996;. Fullerton dan McWatters 1999; Huson dan Nanda 1995; Kinney dan Wempe 2002; mia 2000; Ockree 1993). Misalnya, Balakrishnan et al. (1996), menggunakan berpasangan-desain, menyelidiki 46 perusahaan yang mengadopsi JIT selama periode 1985-1989 dan menemukan tidak ada perbedaan yang signifikan dalam perubahan untuk kembali pada aset (ROA) antara kelompok perlakuan dan kelompok kontrol. Bahkan, kedua kelompok melaporkan penurunan ROA mereka, yang mengarah pada kesimpulan bahwa implementasi JIT tidak menghasilkan kinerja keuangan yang lebih baik. Kinney dan Wempe (2002) (selanjutnya K & W) membandingkan profitabilitas JIT dan non-JIT pengadopsi, dan hasilnya menunjukkan bahwa adopsi JIT positif mempengaruhi adopters 'ROA. Namun, hasil analisis tambahan menunjukkan bahwa peningkatan ROA relatif terkonsentrasi di antara pengadopsi telinga-liest JIT (yang mungkin memiliki sebagian besar keuntungan dari adopsi JIT), dan bahwa oleh kelima atau tahun keenam berikut adopsi JIT, pengadopsi tidak lagi menunjukkan kinerja yang unggul dalam ROA.
Studi di atas preliminarily dimanfaatkan tes univariat untuk mengidentifikasi hubungan antara adopsi JIT dan kinerja perusahaan. Untuk tujuan ini, K & W (2002) menyarankan pemodelan yang lebih canggih dari pilihan JIT dan studi lebih lanjut dari endogenitas potensial dalam keputusan adopsi JIT.1Tujuan dari makalah ini adalah untuk meningkatkan analisis statistik melalui ekonometrik analisis untuk menilai apakah hubungan antara adopsi JIT dan kinerja perusahaan adalah endogen. Lebih khusus, pendekatan ekonometrik kami memperhitungkan bahwa tugas ke sub-sampel dari perusahaan-perusahaan yang mengadopsi JIT tidak acak dan dengan demikian memperkenalkan bias seleksi. Kedua isu endogeneity dan selektivitas ditangani dengan menggunakan pendekatan tradisional yang disarankan dalam Heckman (1979) serta lebih fungsi kontrol baru metode diilustrasikan dalam Wooldridge (2002).2 Penelitian ini merupakan ko ntribusi penting, di hadapan masih tumbuh minat dalam pengaruh adopsi JIT pada kinerja perusahaan.
TINJAUAN PUSTAKA
Hendricks dan Singhal (2003) menyelidiki reaksi pasar saham kepada masyarakat announcement oleh perusahaan bahwa mereka mengalami masalah rantai pasokan menyebabkan produksi atau pengiriman penundaan. Menggunakan sampel 519 pengumuman yang dilakukan selama 1989-2000, mereka menemukan bahwa masalah rantai pasokan secara signifikan mengurangi nilai pemegang saham. Mereka menemukan harga pasar bereaksi ketika masalah di inventory control yang normal cukup besar untuk memerlukan pengumuman di Wall Street Journal dan Dow Jones News Service. Namun, penelitian mereka tidak menunjukkan apakah praktek pengendalian persediaan yang tidak efisien yang dapat tercermin dalam laporan keuangan, tetapi tidak sebaliknya diumumkan, dianggap penting untuk pasar ekuitas; juga tidak memberikan informasi tentang pentingnya respon pasar terhadap kepemilikan persediaan.
Tobin (1969) berpendapat bahwa pengurangan persediaan karena implementasi JIT akan menurunkan biaya inventori yang, pada gilirannya, akan meningkatkan posisi keuangan perusahaan. Dia lebih jauh berpendapat bahwa perusahaan yang sangat dihargai oleh pasar ekuitas akan memiliki Q. Tobin tinggi Oleh karena itu, jika sebuah perusahaan JIT sangat dihargai karena itu mengarah untuk menurunkan biaya dan keuntungan yang lebih tinggi, maka perusahaan JIT akan memiliki sangat tinggi Tobin Q.
Jika efisiensi hasil, pasar efek ekuitas mungkin melihat investasi ini sebagai memiliki nilai sekarang bersih positif dan menyesuaikan harga efek perusahaan atas (Howton et al. 2000). Hal ini sesuai dengan McConnell dan Muscarella (1985) yang menemukan bahwa pengumuman dari belanja modal dipenuhi dengan reaksi harga saham yang positif di pasar. Ini juga konsisten dengan Inman dan Mehra (1993) yang menemukan bukti yang menunjukkan bahwa adopsi JIT berkorelasi dengan kesuksesan finansial masa depan perusahaan. Jadi, jika adopsi JIT dipandang sebagai belanja modal yang bermanfaat, itu akan menghasilkan peningkatan harga pasar.
Singkatnya, meskipun hasil penelitian empiris tentang pengaruh adopsi JIT pada kinerja perusahaan telah meyakinkan, tidak ada penelitian sebelumnya secara eksplisit berusaha untuk
mengendalikan endogeneity, yang merupakan masalah utama diselidiki dalam makalah ini. Bagian berikut menguraikan metode penelitian yang digunakan dalam analisis empiris.
METODE PENELITIAN
Ukuran performa
Kami menggunakan dua ukuran yang digunakan secara luas dari kinerja perusahaan: Q Tobin sebagai ukuran penilaian pasar perusahaan (Woidtke 2001) dan ROA sebagai ukuran operasi melakukan-Ance (Balakrishnan et al 1996; Barber dan Lyon 1996; Barua et al. . 1995; Bharadwaj 2000; Hitt dan Brynjolfsson 1996; K & W 2002; Weill 1992). langkah-langkah pasar, seperti Tobin Q, mencerminkan banyak pertimbangan makro dan mikro-ekonomi yang besar di samping informasi ac-menghitung disediakan untuk pasar, termasuk informasi akuntansi neces-sary untuk menghitung ROA. Menggunakan kedua pasar dan langkah-langkah akuntansi kinerja perusahaan, kita bisa mengharapkan hasil penelitian yang lebih valid.
Tobin Q digunakan sebagai ukuran pertama kinerja perusahaan dalam penelitian ini. Meskipun berbagai metode telah diusulkan untuk menghitung Tobin Q, menurut Chung dan Pruitt (1994), pendekatan yang berbeda cenderung menghasilkan nilai Q yang sama. Dalam penelitian ini, untuk menghitung Tobin Q kita gunakan rumus berikut diusulkan oleh Chung dan Pruitt (1994) dan digunakan dalam penelitian sebelumnya (Lee dan Tompkins 1999; Mitra dan Rashid 2002) 3 Tobin’s Q = (MVE + PS + DEBT) / TA dimana:
MVE PS
DEBT
produk dari harga saham perusahaan dan jumlah saham saham biasa; melikuidasi nilai saham preferen yang beredar perusahaan;
nilai buku dari kewajiban jangka pendek bersih perusahaan aset jangka pendek, ditambah nilai buku utang jangka panjang perusahaan; dan
TA
nilai buku dari total aset perusahaan.
Analisis ekonometrik
Sebuah cara standar untuk memperkirakan efek dari pengobatan pada hasil dengan penampang data untuk mengontrol perbedaan diamati antara perusahaan diperlakukan dan non-diobati (yaitu, JIT dan non-JIT), menggunakan Ordinary Least-Squares (OLS). Dengan asumsi bahwa kinerja perusahaan (Q atau ROA Tobin) dapat dijelaskan oleh model linier dalam bentuk:
Performanceit = β0 + β1Adoptit + β2ASSETPRODit β3SALESGROWTHit
+
+
β 4SIZE it + β 5INNOVATEit + β 6LEVE RAGE Si + t εit
di mana Performanceit adalah Q atau ROA Tobin. Adoptit adalah variabel pengobatan dummy yang ditetapkan sama dengan 1 untuk perusahaan-perusahaan yang mengadopsi JIT, dan 0 sebaliknya. Variabel yang tersisa adalah variabel kontrol. produktivitas aset (ASSETPROD) adalah kembali pada langkah-langkah cash-disesuaikan aset, laba atas nilai buku aset disesuaikan dengan saldo kas,
dan
investasi
jangka
pendek
seperti
surat
berharga. 5pertumbuhan
penjualan
(SALESGROWTH) adalah rata-rata perubahan penjualan dari tahun sebelumnya dibagi dengan penjualan pada tahun sebelumnya. UKURAN diukur dengan log dari total aset perusahaan. INNOVATE diproksikan oleh pengeluaran R & D skala oleh penjualan. LEVERAGE adalah total utang terhadap total aset. Dalam hal dasar ini,b1 adalah parameter yang menarik: efek pengobatan (Adopt it) Pada hasil (kinerja). Masalah pilihan potensial dalam memperkirakan Persamaan (2) dapat timbul karena sampel perusahaan yang terlibat dalam adopsi JIT tidak acak. Artinya, ada kemungkinan bahwa kinerja perusahaan dan keputusan untuk mengadopsi JIT secara bersama-sama ditentukan (Wooldridge 2002). Untuk mempermudah, anggaplah bahwa keputusan masing-masing perusahaan pada apakah untuk mengadopsi JIT dapat dimodelkan menurut model probit berikut:
Adoptit =
α0 + α1LEVERAGEit + α2INNOVATEit α3EARNBONUSit
+
+
α4SIZEit + α5EMPLPRODit + α6UNIONit + µit
dimana:
LEVERAGE = total utang terhadap total aset; INNOVATE = ditunjukkan oleh R & D pengeluaran skala oleh penjualan; EARNBONUS
= 1 jika perusahaan memiliki rencana bonus laba-based, dan 0
sebaliknya; UKURAN diukur dengan log natural dari total aset perusahaan;
EMPLPROD = penjualan per karyawan; dan UNION = 1 jika media keuangan laporan negosiasi serikat bagi perusahaan, dan 0 sebaliknya.
Selain itu, industri variabel dummy juga termasuk dalam regresi.
Kami menyertakan LEVERAGE dalam Persamaan (3) karena struktur modal perusahaan dapat berbanding terbalik dengan nilai (Smith dan Watts 1992). Variabel, INNOVATE, termasuk untuk mencerminkan kemungkinan bahwa perusahaan yang inovatif mungkin lebih cenderung untuk mengadopsi
teknologi
baru. Kami
menyertakan EARNBONUS untuk mengendalikan
kemungkinan bahwa rencana bonus penghasilan berbasis berhubungan dengan keputusan adopsi JIT manajer '. Artinya, ada kemungkinan bahwa perusahaan di mana manajer dikompensasi melalui rencana bonus penghasilan berbasis lebih mungkin untuk mengadopsi JIT (K & W 2004). Kami menyertakan SIZE karena perusahaan dengan sumber daya yang lebih besar mungkin lebih cenderung untuk mengadopsi teknologi baru. EMPLPROD disertakan karena JIT mungkin memerlukan tenaga kerja termotivasi dan produktif. UNION disertakan karena, seperti yang disarankan oleh Inman dan Mehra serikat (1989) tenaga kerja mungkin menolak adopsi JIT. variabel dummy untuk kode SIC dua digit digunakan untuk mengendalikan efek industri. Istilah kesalahan individu,
it
dan kamuit, Diasumsikan memiliki distribusi normal bivariat mana
s), Uit N (0,1) dan corr (εit, uit)
r.
it
N (0,
Jika r 0, maka Mengadopsiit adalah endogen pada persamaan (2), dan OLS perkiraan akan menjadi bias. Bias dari pendekatan pengobatan eksogen seperti ini disebut sebagai salah satu seleksi mandiri atau seleksi ke pengobatan (Wooldridge 2002). Sebuah solusi untuk masalah ini adalah model efek pengobatan yang dapat memberikan perkiraan yang konsisten dari parameter yang terkait (Greene 1997; Wooldridge 2002). 6
Hal ini juga diketahui bahwa endogeneity dapat menginduksi bias dalam koefisien regresi. Untuk mengatasi masalah ini kita mengikuti dua strategi: a Least-Squares pendekatan Wooldridge Dua Tahap (2SLS) dan pendekatan Heckman. Mengikuti prosedur 18,1 digariskan dalam Wooldridge (2002, 621-625), seorang probit Persamaan (3) diperkirakan untuk variabel menangkap efek pengobatan, yaitu Mengadopsiit variabel, dan nilai-nilai pas dari estimasi ini disertakan sebagai variabel penting dalam estimasi Wooldridge 2SLS dari (2) Persamaan. Dalam Heckman (1979) mendekati kebalikan rasio Mill (AKB) dari Persamaan (3) digunakan sebagai regressor tambahan dalam Persamaan (2). Sebuah t-test untuk signifikansi koefisien AKB dapat dianggap sebagai tes pada kehadiran bias seleksi. The Wooldridge 2SLS ap-proach tidak menganggap distribusi normal untuk istilah kesalahan, yang membuatnya kurang ketat daripada prosedur dua tahap yang Heckman ini.
HASIL
Statistik deskriptif
Tabel 1, Panel A menyajikan pemilihan sampel, sedangkan Tabel 1, Panel B merangkum distribusi temporal 131 perusahaan pengobatan yang digunakan dalam penelitian ini. Tabel 1, Panel C memberikan distribusi industri dua digit untuk pengobatan dan perusahaan kontrol cocok. Seperti di K & W (2002), perusahaan terutama diwakili dalam industri 35 dan 36 (Peralatan Industri dan Mesin Commercial [termasuk komputer] dan Peralatan Elektronik, masing-masing) dengan 48,8 persen dari semua perusahaan-pasang dalam sampel kami dibandingkan dengan 43 persen di K & W (2002). Kami juga menggunakan K & W (2002) pencocokan desain pada metode penilaian persediaan pada perusahaan perlakuan dan kontrol.
Tabel 2 memberikan statistik deskriptif perusahaan atribut dalam periode pra-adopsi untuk kedua pengobatan dan sampel kontrol dalam hal mean, median, dan signifikansi. Sebagaimana dilaporkan dalam dua kolom pertama, mean atau median aset, investasi, dan ekuitas dif-perbedaanbesar dan signifikan secara statistik, menunjukkan bahwa pengadopsi JIT, rata-rata, lebih besar dari mereka non-mengadopsi perusahaan cocok, mendukung K & W ( 2002). Mean (me-dian) pertumbuhan penjualan dan laba atas perbedaan aset, bagaimanapun, tidak signifikan secara statistik.
Tabel 3 melaporkan hasil dari model probit dari persamaan pilihan mana variabel independen adalah kemungkinan perusahaan untuk mengadopsi JIT. Karena non-linearitas persamaan probit, kami melaporkan efek marginal pada tingkat rata-rata dari variabel independen. 8 Kami menemukan bahwa perusahaan yang inovatif lebih mungkin untuk terlibat dalam adopsi JIT. Hasil dari model probit juga menunjukkan bahwa perusahaan-perusahaan besar dan perusahaan dengan rencana bonus berbasis laba tinggi lebih mungkin untuk mengadopsi JIT.
tes multivariat kami hipotesis bahwa kinerja perusahaan yang diukur dengan Q dan ROA Tobin masing-masing, terkait dengan adopsi JIT dilakukan melalui OLS, Wooldridge 2SLS, dan Heckman (1979) prosedur dua langkah. Tabel 4 melaporkan hasil regresi.
Model OLS
Model (Tabel 4) menunjukkan bahwa adopsi JIT secara signifikan dan positif terkait dengan kedua Q dan ROA Tobin. Koefisien dari variabel kontrol menunjukkan, dalam banyak kasus, tanda-tanda yang diharapkan. Di satu sisi, produktivitas aset dan pertumbuhan penjualan secara signifikan berhubungan positif dengan kedua Q dan ROA Tobin, sementara leverage secara signifikan berhubungan negatif dengan Q dan ROA Tobin. Di sisi lain, ukuran dan inovasi yang tidak signifikan. Namun, seperti yang dibahas sebelumnya, hasil OLS Persamaan (2) mungkin bias efek pengobatan kinerja JIT.
TABEL 1 Pemilihan sampel, Screening dan Distribusi Panel A: Pemilihan Sampel dan Penyaringan Ukuran sampel
Sampel Disediakan oleh Kinney dan Wempe (2002)
201
Perusahaan Hilang data Diperlukan Menghitung q Tobin di Setiap Tahun dari - 5
70
melalui +5 Sehubungan dengan JIT Adopsi Tahun Contoh akhir (Pasangan cocok)
131
Panel B: Distribusi Tahun JIT Adopsi Jumlah Tahun
Perusahaan
Persenta se
198 3
4
3,053
8
6,107
9
6,870
11
8,397
8
6,107
19
14,504
17
12,977
198 4 198 5 198 6 198 7 198 8 198 9
199 0
21
16,031
15
11.450
11
8,397
8
6,107
131
100.000
199 1 199 2 199 3
Panel C: Distribusi Klasifikasi Industri Dua Digit Dua Digit
Industri Persenta
Kode industri
Deskripsi
Jumlah Perusahaan
se
25
Mebel
6
4.580
27
Percetakan, Penerbitan
2
1,527
28
Bahan kimia
3
2.290
30
Karet, plastik
4
3,053
33
Logam Dasar
8
6,107
34
fabrikasi Logam
9
6,870
35
Peralatan Industri
29
22,137
36
Peralatan elektronik
35
26,718
37
Kendaraan bermotor
10
7,634
38 39
Instrumentasi Manufaktur lainnya
18 2
13,740 1,527
50
tahan lama grosir
1
0,763
53
Department Store
1
0,763
59
Retail Miscellaneous
1
0,763
73
Software dikemas
2
1,527
131
100.000
TABEL 2
Distribusi Mean dan Sampel Median Data dan Perbandingan Pengobatan dan
Kontrol Perusahaan di Masa Pra-Adopsi
(N 131 pasang) Wilcoxon
Std.
Atribut perusahaan
Berart
rata-
i
rata
Dev.
t-
z-
statistik
statistik
(perbed
(perbeda
($ Mil
($ Mil
($ Mil
aan
an
atau
atau
atau
di
di
rasio)
rasio)
rasio)
sarana)
median)
3,856
8,055
(0,000)
(0,000)
Rata-rata Aktiva (jutaan) 5044.3
Pengobatan
1817.190 304,724
10 2509.3
Kontrol
903,240 153,753
23
Investasi rata-rata (jutaan) 980,46 Pengobatan
381,900
77,920
3 538,12
3,863
8,023
Kontrol
200,140
37,626
0
(0,000)
(0,000)
4,230
7,732
(0,000)
(0,000)
Rata-rata Ekuitas (jutaan) 2758.6
Pengobatan
866,810 136,580
13
915,92 Kontrol Perputaran persediaan
349,550
69,143
2
1,489
1,505
Pengobatan
4,141
3,398
3,011
Kontrol
4,443
3,689
3,759
(0,000)
Pengobatan
2,482
2,251
0,991
3,377
Kontrol
2,809
2,294
2,072
(0,000)
Pengobatan
0,119
0,091
0,238
1,139
Kontrol
0,139
0,089
0.360
(0,255)
(0,407)
Pengobatan
0.051
0.062
0.070
1,709
2,658
Kontrol
0.048
0,058
0.073
(0,103)
(0,139)
(0,066)
Rasio saat ini 0,876 (0.038)
Pertumbuhan penjualan 0,236
ROA
Wooldridge 2SLS
Sebagaimana ditunjukkan di atas, probit model pemilihan probabilistik digunakan untuk tahap pertama ini dan nilai-nilai probabilitas dipasang diperkirakan. Lee dan Trost (1978), Barnow et al. (1981), dan Khanna dan Damon (1999) menunjukkan bahwa nilai probabilitas dipasang dari model probit berfungsi sebagai instrumen yang baik di hadapan bias seleksi. Kami kemudian menggunakan versi variabel dihilangkan dari tes Hausman untuk memeriksa apakah bias seleksi hadir (Kennedy 1998, 150-151). Jika koefisien untuk nilai probabilitas dipasang tidak signifikan dalam model dua tahap, maka kita bisa mengesampingkan bias seleksi. Selain itu, dengan tidak adanya bias seleksi, koefisien memperkirakan dengan OLS sederhana berisi. Model Wooldridge 2SLS (Tabel 4) menghasilkan hubungan positif yang signifikan antara adopsi JIT dan hasil (Tobin Q dan ROA). Koefisien dari variabel kontrol menunjukkan bahwa produktivitas aset, pertumbuhan penjualan, dan leverage secara signifikan terkait dengan kedua Q dan ROA Tobin, sementara ukuran dan inovasi yang tidak signifikan. Akhirnya, Hausman F-Test statistik adalah signifikan secara statistik pada p tingkat 0,05 untuk kedua ROA dan Tobin Q. Oleh karena itu, kita menolak hipotesis nol bahwa adopsi JIT adalah eksogen di kedua persamaan.
Heckman Pendekatan
Mengikuti prosedur dua langkah Heckman, kami mengestimasi model probit (3) untuk mendapatkan koefisien. Kemudian, ini digunakan untuk memperkirakan kebalikan dari rasio Mill yang merupakan koreksi untuk seleksi mandiri. setelah menggabungkanl dalam model tahap kedua (Persamaan TABEL 3 Perkiraan probitα Efek
Koefisie
variabel
Mencegat
marjinal
n
-0,609 * (4,501)
PENGARUH
-0,016
-0.007
(1,095)
berinovasi
0,897 *
0,581
(3,497)
EARNBONUS
0.018 *
0.007
(8,906)
UKURAN
2.93 x 10 -5
0.001 * (7,712)
EMPLPROD
0,423
0,166
(0,925)
PERSATUAN
0.007 (1,021)
Variabel industri Dummy Pseudo R2 2
x
[Prob. > x2]
0.004 yes
0,165 39,272 * 0.000
kami memperkirakan model dengan istilah error estimasi sebagai variabel penjelas tambahan.
Hasil dari pendekatan Heckman (Tabel 4) menunjukkan koefisien positif yang signifikan untuk kebalikan dari rasio Mill, koreksi untuk seleksi mandiri, menunjukkan bahwa karakteristik yang membuat perusahaan memilih untuk mengadopsi JIT berkorelasi positif dengan kinerja, dan bahwa hubungan antara JIT adopsi dan kinerja lebih kuat dari awalnya ulang vealed dalam model OLS. Ini berarti bahwa tanpa kontrol untuk seleksi mandiri dampak adopsi JIT pada Q atau ROA perusahaan 'Tobin akan bersahaja. Koefisien produktivitas aset, pertumbuhan penjualan, dan leverage secara signifikan terkait dengan kedua Q dan ROA Tobin, sementara koefisien ukuran dan inovasi yang tidak signifikan. Singkatnya, pendekatan Heckman menunjukkan bahwa adopsi JIT adalah endogen.
Dampak tidak signifikan ukuran kinerja konsisten dengan penelitian sebelumnya (Schmalensee 1989; Robins dan Wiersema 1995; Capon et al 1990;. O'Leary-Kelly dan Flores 2002). Demikian pula, efek tidak signifikan inovasi terhadap kinerja konsisten dengan Heunks (1998) yang memberikan bukti empiris untuk efek keuntungan mengurangi inovasi.
TABEL 4 Pengaruh JIT Adopsi terhadap Kinerja
α
Heckman OLS Tobin Q
Mencegat
Tobin Q
ROA
(3.570)
(3,129)
(2,811)
0,042 *** 0,373 *** 0,148 *** 0,431 *** (5,343)
SSETPROD
ROA
0,593 *** 0,534 *** 0,664 *** 0.610 *** (4,112)
Mengambil
Wooldridge 2SLS
(3,874)
(5,014)
(4,908)
0,016 *** 0,313 *** 0,021 *** 0,613 *** (8,273)
(4,994)
(8,392)
(3,417)
Pendekatan Tobin Q
ROA
0,653 *** 0,591 *** (3,709)
(3,917)
0,381 *** 0,395 *** (5,296)
(4,837)
0.024 *** 0,712 *** (8,761)
(5,631)
SALESGROWT H
UKURAN
0,017 **
0,132
0,151 *** 0.138 ***
0,131 *** 0,217 ***
(2,181)
(2,254)
(4,167)
(3,653)
(4,566)
(3,991)
0.003
0,001
0,011
0,017
0.004
0.024
(1,162)
(1,386)
(0,212)
(1,209)
(0,917)
(0,813)
berinovasi
0,012
0.003
0,001
0.010
0,001
0,011
(1,452)
(1,287)
(0,241)
(1,471)
(0,371)
(1,501)
-0,012
PENGARUH
*** (2,993)
industri Dummy variabel
yes
-0,033 -0.010 ** (2,397) yes
**
-0,043 -0.031 *
-0.036 **
(2,451)
(1,991)
(2,482)
(3,493)
yes
yes
yes
yes
Hausman F-Test
46,217
38,171
[P-value]
[0.000]
[0.000]
l
0,132 *** 0,164 ***
(T-value) R
***
2
(4,239) 0.059
0.031
0.134
(5,109)
0.092
KESIMPULAN
Tujuan dari makalah ini adalah untuk meningkatkan analisis statistik melalui ekonometrik analisis untuk menilai apakah hubungan antara adopsi JIT dan kinerja perusahaan adalah endogen. Dengan demikian, kontribusi dari penelitian ini adalah untuk melaksanakan ekonometrik analisis untuk menilai apakah hubungan antara adopsi JIT dan kinerja perusahaan adalah endogen. Analisis ekonometrik kami menunjukkan hubungan positif yang kuat dan signifikan antara adopsi JIT dan kinerja perusahaan dan mewakili bukti kuat bahwa keputusan untuk mengadopsi JIT adalah endogen. Kami juga menunjukkan bahwa karakteristik, seperti produktivitas aset, pertumbuhan penjualan, dan leverage, yang penting dalam menjelaskan pengaruh adopsi JIT pada kinerja.
Menariknya, ekonometrik analisis dalam bentuk pendekatan Wooldridge 2SLS dan Heckman menunjukkan bahwa hubungan yang mendasari antara adopsi JIT dan kinerja lebih kuat setelah mengendalikan endogeneity dan seleksi mandiri bias dan bahwa perkiraan OLS memang bias.
REFERENSI
Anyane-Ntow, K. 1991. Just-in-time sistem manufaktur dan persediaan dilaporkan di negaraKASIH keuangan: Sebuah perbandingan lintas-nasional perusahaan manufaktur. The International Journal of Accounting 20: 277-285.
Balakrishnan, R., TJ Linsmeier, dan M. Venkatachalam. 1996. Keuangan manfaat dari adopsi JIT: Pengaruh konsentrasi pelanggan dan struktur biaya. Akuntansi Ulasan 71: 183-205.
Barber, BM, dan JD Lyon. 1996. Mendeteksi kinerja operasi normal: Kekuatan empiris dan spesifikasi dari statistik uji. Jurnal Ekonomi Keuangan 41: 359-399.
Barnow, BS, GG Cain, dan AS Goldberger. 1981. Isu dalam analisis bias selektivitas. Studi Evaluasi Tahunan, diedit oleh W. Stromdorfer, dan G. Farkas. Beverly Hills, CA: Sage Publications.
Barua, A., CH Kriebel, dan T. Mukhopadhyay. 1995. Teknologi informasi dan nilai bisnis: Sebuah penyelidikan analitis dan empiris. Sistem Informasi Riset 6 (1): 3-23.
Bharadwaj, AS 2000. Sebuah perspektif berbasis sumber daya pada kemampuan teknologi informasi dan kinerja perusahaan: Sebuah penyelidikan empiris. MIS Quarterly 24 (1): 169196.
Ayam kebiri, N., JU farly, dan SM Hoenig. 1990. Sebuah meta-analisis kinerja keuangan. Mengelola-ment Sains 36 (10): 1143-1159.
Chung, KH, dan SW Pruitt. 1994. Sebuah pendekatan sederhana Tobin Q. Manajemen Keuangan 23 (3): 70-74.
Cook, TD, dan DT Campbell. 1979. Kuasi-Eksperimen, Desain dan Analisis Masalah untuk Pengaturan Field. Boston, MA: Houghton Mifflin.
Fullerton, RR, dan CS McWatters. 1999. Sebuah penyelidikan empiris hubungan antara JIT dan kinerja keuangan. kertas kerja, McGill University, Montreal, Quebec.
Golhar, DY, dan SP Deshpande. 1993. Sebuah penyelidikan empiris praktek HRM di perusahaan JIT.
Produksi dan Manajemen Persediaan Journal 34 (4): 28-32.
Greene, W. 1997. Analisis ekonometrik. 3rd edition. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall. Heckman, JJ 1979. Sampel bias seleksi sebagai kesalahan spesifikasi. Econometrica 47 (1): 153162. Hendricks, KB, dan VR Singhal. 2003. Pengaruh gangguan rantai pasokan pada kekayaan pemegang saham.
Jurnal Manajemen Operasi 21 (5): 501-533.
Heunks, FJ 1998. Inovasi, kreativitas dan kesuksesan. Ekonomi Bisnis Kecil 10: 263-272. Hitt, LM, dan E. Brynjolfsson. 1996. Produktivitas, profitabilitas bisnis, dan surplus konsumen:
Tiga langkah-langkah yang berbeda dari nilai teknologi informasi. MIS Quarterly 20 (2): 121-142. Howton, SD, EJ Higgins, dan TB Biggart. 2000. Isi informasi inven- just-in-time
tory sistem adopsi pengumuman. Jurnal Bisnis Finance & Accounting 27 (06/05): 711.
Jurnal Penelitian Akuntansi Manajemen, Edisi Khusus 2008 58 Maiga dan Jacobs
Huson, M., dan D. Nanda. 1995. Dampak dari just-in-time manufaktur pada kinerja perusahaan di AS Journal of Manajemen Operasi 9 (1): 5-14.
Inman, RA, dan S. Mehra. 1989. Konflik serikat Potensi dalam pelaksanaan JIT. Produksi dan Inventarisasi Manajemen Journal 30 (4): 19-22.
---, Dan LD Brandon. 1992. Sebuah efek yang tidak diinginkan dari JIT. Produksi dan Persediaan Mengelola-ment Journal: 55-58.
---, Dan S. Mehra. 1993. pembenaran Keuangan implementasi JIT. International Journal of Operations & Manajemen Produksi 13 (4): 32-39.
Ittner, C., dan D. Larcker. 2001. Menilai penelitian empiris dalam akuntansi manajerial: Sebuah perspektif manajemen berbasis nilai-. Jurnal Akuntansi dan Ekonomi 32: 349-410.
Kennedy, P. 1998. Panduan untuk Ekonometrika. Edisi ke-4. Cambridge, MA: The MIT Press.
Khanna, M., dan LA Damon. 1999. EPA sukarela 33/50 Program: Dampak pada rilis beracun dan kinerja ekonomi perusahaan. Jurnal Ekonomi Lingkungan dan Manajemen 37: 1- 25.
Kinney, M., dan W. Wempe. 2002. Bukti lebih lanjut pada tingkat dan asal-usul efek profitabilitas JIT ini. Akuntansi Ulasan 77: 203-225.
---, Dan ---. 2004. JIT adopsi: Efek cadangan LIFO dan pelaporan keuangan dan insentif pajak. Kontemporer Penelitian Akuntansi 21 (3): 603-638.
Lee, DE, dan JG Tompkins. 20-31: 1999. Sebuah versi dari Lewellen dan Badrinath ukuran Tobin Q. Manajemen Keuangan 28 dimodifikasi.
Lee, L., dan RP Trost. 1978. Estimasi beberapa model variabel dependen terbatas dengan aplikasi untuk permintaan perumahan. Journal of Econometrics 8: 357-382.
Lindenberg, E., dan S. Ross. 1981. Tobin rasio Q dan organisasi industri. Jurnal Bisnis 54: 1-32.
McConnell, J., dan C. Muscarella. 1985. keputusan belanja modal Perusahaan dan nilai pasar perusahaan. Jurnal Ekonomi Keuangan 14 (3): 399-422.
Mia, L. 2000. Just-in-time manufaktur, sistem akuntansi manajemen dan profitabilitas. Akun-ing dan Business Review 30 (2): 137-151.
Milligan, B. 1999. Apa yang akan Anda ambil untuk membuatnya bekerja? Pembelian 127: 4044.
Mitra, D., dan M. Rashid. 2002. Dividen efek kelalaian pengumuman, lingkungan informasi perusahaan, volatilitas produktif dan Q. Journal of American Academy of Business 2 (1): 3341.
O'Leary-Kelly, SW, dan BE Flores. 2002. Integrasi manufaktur dan pemasaran / penjualan keputusan: Dampak terhadap kinerja organisasi. Jurnal Manajemen Operasi 20: 221- 240.
Ockree, KA 1993. A just-in-time filosofi produksi: analisis empiris dan studi lapangan. Unditerbitkan disertasi doktor, University of Kansas.
Sempurna, S., dan K. Wiles. 1994. konstruksi Alternatif Tobin Q: Sebuah perbandingan empiris.
Jurnal empiris Keuangan 1: 313-341.
Robins, J., dan MF Wiersema. 1995. Pendekatan berbasis sumber daya untuk perusahaan multibisnis: analisis empiris tentang keterkaitan portofolio dan kinerja keuangan perusahaan. Strategis Man-agement Journal 16: 277-299.
Schmalensee, R. 1989. Studi Inter-industri struktur dan kinerja. Dalam Handbook Organisasi Industri, diedit oleh R. Schmalensee, dan R. Willig., Vol. 2. 951-1011. Amsterdam, Belanda Utara.
Singhal, VR 2005. Kelebihan persediaan dan kinerja harga saham jangka panjang. Kertas kerja. Smith, CW, Jr., dan RL Watts. 1992. set kesempatan investasi dan pembiayaan perusahaan, dividen, dan kompensasi kebijakan. Jurnal Ekonomi Keuangan 32: 263-292. Sterman, JD, NP Repenning, dan F. Kofman. 1997. efek samping yang tidak terantisipasi kualitas sukses program: Menjelajahi paradoks perbaikan organisasi. Ilmu Manajemen 43 (4): 503-521.
Tobin, J. 1969. Pendekatan ekuilibrium umum teori moneter. Journal of Money, Kredit dan Perbankan 1: 15-29
