Phân tích hồi quy đa biến được thực hiện sau đó để xác định các nhân tố thực sự tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam TP. Thủ Đức, mô hình hồi quy bội mẫu được xây dựng có dạng:
DL = β0 + β1×TQ + β2× CV + β3× LP + β4× KS + β5× QH + β6× PT
Ket quả ước lượng mô hình hồi quy
Model R R2 R2 hiệu chỉnh Sai số của ước lượng Durbin- Watson 1 0,940a 0,883 0,880 0,18346 1,998 Mô hình Tongbình phương Bậc tự do Trung bình bình phương F Sig. Hồi quy 60,756 6 10,126 300,86 0 0,000b Sai số 8,044 239 0,034 Tong cộng 68,800 245
Nguồn phân tích dữ liệu của tác giả
Trong bảng 4.4, cột mức ý nghĩa Sig. cho thấy hệ số hồi quy của tất cả các biến số TQ; CV; LP; KS; QH; PT đều có mức ý nghĩa nhỏ hơn 0,05. Như vậy hệ số hồi quy của các biến TQ; CV; LP; KS; QH; PT đều có ý nghĩa thống kê hay các biến số TQ; CV; LP; KS; QH; PT đều có ảnh hưởng đến biến phụ thuộc DL. Mô hình các nhân tố tác động đến động lực làm việc của nhân viên tại Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam TP. Thủ Đức, được xây dựng có dạng:
DL = 0. 385 × TQ + 0.438 × CV + 0. 323 × LP + 0. 267 × KS + 0. 296 × QH + 0.445 × PT
Bảng 4.8: Bảng tóm tắt mô hình
Nguồn phân tích dữ liệu của tác giả
Theo kết quả Bảng 4.8 có hệ số xác định R2 là 0,883. Như vậy, 88,3% thay đổi của
biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập của mô hình hay nói cách khác 88,3% thay đổi động lực làm việc của nhân viên được giải thích bởi các nhân tố trong mô hình hồi quy.
Nguồn phân tích dữ liệu của tác giả
Dựa vào kết quả Bảng 4.9, hệ số Sig. = 0,000 < 0.01 với F = 300,860, cho thấy mô hình đưa ra là phù hợp với dữ liệu thực tế. Hay nói cách khác, các biến độc lập có tương quan tuyến tính với biến phụ thuộc ở mức độ tin cậy 99%.