a. Estimation terminated at iteration number 5 because parameter estimates changed by less than 001.
5.5.4. Kiểm định ý nghĩa các hệ số
Theo Hoàng Trọng và Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), hồi quy Binary Logistic cũng đòi hỏi kiểm định giả thuyết hệ số quy khác không. Nếu hệ số hồi quy B0, B1, B2, B3, B4, B5 đều bằng không thì tỷ lệ chênh lệch giữa các xác suất sẽ bằng 1, tức xác suất để sự kiện xảy ra hay không xảy ra như nhau, lúc đó mô hình hồi quy của chúng ta vô dụng trong việc dựđoán.
SPSS gọi Sig. ( viết tắt từ Observed significance leve : mức ý nghĩa quan sát) là xác suất ta sẽ phạm sai lầm loại I – nghĩa là xác suất loại bỏ giả thiết Ho. Xác xuất này càng thấp cho thấy việc loại bỏ giả thiết Ho là chấp nhận được với độ tin cậy cao.
Giả thuyết (H1): Tiền lương, tiền thưởng, phúc lợi không tốt ảnh hưởng đến quyết định đình công của công nhân.
Kết quả hồi quy cho thấy, tiền lương, thưởng, phúc lợi có hệ số Sig=0.000 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số hồi quy B=1.232 thể hiện đúng giả thuyết kỳ vọng, mang dấu (+) thể hiện sự tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc là đình công. Do đó, chấp nhận giả thuyết H1 đã nêu ở trên. Khi tiền lương, thưởng, phúc lợi không tốt tăng lên một đơn vị thì quyết định đình công của công nhân sẽ tăng lên trung bình 1.232 đơn vị.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Jan Jung-Min Sunoo (2007), Lê Thanh Hà (2008), Đỗ Thị Vân Anh (2010), Nguyễn Thị Hiếu (2012), Vũ H ữu Tuyên (2012), Ke (2013), Odhong &Omolo (2014), Vương Vĩnh Hi ệp (2014) đình công xảy ra tại các doanh nghiệp không thực hiện tốt chế độ chính sách về tiền lương, thưởng, phúc lợi cho công nhân.
Theo Mai Đan (2015), trên thực tế đời sống công nhân lao động còn nhiều khó khăn, theo điều tra của Tổng Liên đoàn Lao động Việt Nam, có 19,9% NLĐ cho biết tiền lương hiện nay không đủ sống; 72% NLĐ cho biết phải chi tiêu tằn tiện và rất tiết kiệm mới đủ trang trải cho cuộc sống; chỉ có 8 % NLĐ có có tích luỹ. Điều này lý giải tại sao có 62% sốlao động Việt Nam phải làm thêm giờ để có thêm thu nhập, trang trải cho cuộc sống. Do đó, NSDLĐ không thực hiện tốt tiền lương, thưởng, phúc lợi, NLĐ sẽđình công là điều tất yếu.
Giả thuyết (H2): Lãnh đạo không tốt ảnh hưởng đến quyết định đình công của công nhân.
Kết quả hồi quy cho thấy, lãnh đ ạo có hệ số Sig=0.000 có ý nghĩa th ống kê ở mức 1%. Hệ số hồi quy B=0.766 thể hiện đúng giả thuyết kỳ vọng, mang
dấu (+) thể hiện sự tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc là đì nh công. Do đó, chấp nhận giả thuyết H2 đã nêu ở trên. Khi lãnh đ ạo không tốt tăng lên một đơn vị thì quyết định đình công của công nhân sẽ tăng lên trung bình 0.766 đơn vị.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Lê Thanh Hà (2008), Đỗ Thị Vân Anh (2010), Nguyễn Thị Hiếu (2012) đình công xảy ra tại các doanh nghiệp NSDLĐ không tốt đối với công nhân. Trên thực tế, các cuộc đình công thư ờng xảy ra các doanh nghiệp mà lãnh đạo không thực hiện đúng theo quy định pháp luật, không có kỹ năng lãnh đạo, không tổ chức đối thoại định kỳ, chia sẽ thông tin với NLĐ, không công khai minh bạch các chế độ chính sách liên quan đến NLĐ,...
Giả thuyết (H3): NLĐ không hiểu biết pháp luật lao động ảnh hưởng đến quyết định đình công của công nhân.
Kết quả hồi quy cho thấy, hiểu biết pháp luật của NLĐ có hệ số Sig=0.000 có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Hệ số hồi quy B=1.108 thể hiện đúng giả thuyết kỳ vọng, mang dấu (+) thể hiện sự tương quan cùng chiều với biến phụ thuộc là đình công. Do đó, ch ấp nhận giả thuyết H3 đã nêu ở trên. Khi NLĐ không hiểu biết pháp luật lao động tăng lên một đơn vị thì quyết định đình công của công nhân sẽ tăng lên trung bình 1.108 đơn vị.
Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Vũ Hữu Tuyên (2012), Vương Vĩnh Hiệp (2014), NLĐ không hiểu biết pháp luật lao động ảnh hưởng đến quyết định đình công của công nhân. Trên thực tế, theo nghiên cứu của Tổng Liên đoàn Lao động Việt Nam cho thấy NLĐ rất hạn chế trong hiểu biết pháp luật, chỉ 9% số NLĐ biết rõ về quy định đình công. Do đó, cho thấy các cuộc đình công
xảy ra trong thời gian qua không do công đoàn tổ chức và lãnh đ ạo đình công, mà đình công xảy ra là bất hợp pháp.
Giả thuyết (H4): Hoạt động của tổ chức công đoàn không hiệu quả ảnh hưởng đến quyết định đình công của công nhân.
Kết quả nhân tố 4 là hoạt động của tổ chức công đoàn có hệ số Sig= 0.32 không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số B=0.185 nên giả thuyết này bị bác bỏ.
Theo Vũ Hữu Tuyên (2012) cho rằng đình công do CĐCS chưa đảm nhận được vai trò là tổ chức đại diện bảo vệ quyền và lợi ích hợp pháp, chính đáng cho NLĐ; năng lực, trình độ của cán bộ công đoàn trong DN còn bất cập so với yêu cầu nhiệm vụ (năng lực thương lượng, đàm phán về quan hệ lao động), một bộ phận cán bộ công đoàn không dám đấu tranh để bảo vệ quyền lợi cho người lao động do sợ mất việc làm. Trong trường hợp của nghiên cứu này hoạt động của tổ chức công đoàn không có ý nghĩa trong tập dữ liệu này; điều này chưa phù hợp với nghiên cứu trước. Trên thực tế, hầu hết cán bộ công đoàn cơ sở hiện nay là phụ cấp kiêm nhiệm, hưởng lương từ doanh nghiệp, mặc dù hoạt động công đoàn không hiệu quả tình trạng này có xảy ra, nhưng nó sẽ không dẫn đến đình công trong doanh nghiệp.
Giả thuyết (H5): Điều kiện làm việc kém ảnh hưởng đến quyết định đình công của công nhân.
Kết quả nhân tố 5 là Điều kiện làm việc có hệ số Sig= 0.221 không có ý nghĩa thống kê ở mức 5%. Hệ số B= - 0.234 nên giả thuyết này bị bác bỏ.
Theo Đỗ Thị Vân Anh (2010), Nguyễn Thị Hiếu (2012),Vũ Hữu Tuyên (2012), Odhong &Omolo (2014), cho rằng điều kiện làm việc kém ảnh hưởng
đến quyết định đình công của công nhân. Trong trường hợp của nghiên cứu này điều kiện làm việc kém không có ý nghĩa trong tập dữ liệu này; điều này chưa phù hợp với nghiên cứu trước. Mặc dù trên thực tế tình trạng này có xảy ra, nhưng nó sẽ không dẫn đến đình công trong doanh nghiệp.