Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên kinh doanh tại tập đoàn Novaland

I. Đặt vấn đề
Novaland nhận ra rằng trong quá trình quản lý tri thức, hành vi chia sẻ tri thức là một trong những yếu tố quan trọng giúp tập đoàn thực hiện tốt hơn các chiến lược quản lý tri thức cũng như sự tồn tại trong môi trường cạnh tranh đầy thách thức như hiện nay. Tuy nhiên, hiện nay chưa có nhiều các nghiên cứu về việc nâng cao hành vi chia sẻ tri thức cho các nhân viên kinh doanh trong các tổ chức kinh doanh bất động sản tại Việt Nam, khi các nhân viên kinh doanh làm việc trong môi trường cạnh tranh cao, liệu có mối quan hệ nào giữa hành vi chia sẻ tri thức, văn hóa, cấu trúc hay các yếu tố khác của tổ chức hay không. Vấn đề cấp thiết đặt ra là cần thực hiện khảo sát để tìm ra các yếu tố tác động đến hành vi chia sẻ tri thức, đánh giá một cách tổng quát hiệu quả tác động của các yếu tố đến hành vi chia sẻ tri thức như thế nào và từ đó đưa ra các đề xuất và giải pháp nhằm nâng cao hành vi chia sẻ tri thức trong doanh nghiệp.
II. Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên kinh doanh tại Tập đoàn Novaland
1. Kết quả nghiên cứu
1.1. Phân tích thống kê mô tả
Mẫu được chọn theo phương pháp thuận tiện, phi xác suất. Về giới tính: Trong mẫu 197 người được khảo sát có 133 người tham gia là nam (67,5%) và 64 người tham gia là nữ (32,5%).
Về trình độ: Tham gia khảo sát này có 2 nhân viên kinh doanh có trình độ phổ thông chiếm tỷ lệ 1%; 94 người có trình độ trung cấp và cao đẳng chiếm tỷ lệ 47,7%; 101 người có trình độ đại học chiếm tỷ lệ 51,3% và không có nhân viên nào có trình độ trên đại học.
Về thâm niên: Nghiên cứu này được khảo sát có 60 người có thâm niên việc dưới 1 năm, 48 người có thâm niên từ 1 - dưới 3 năm, 50 người có thâm niên từ 3 - dưới 5 năm và 39 người có thâm niên trên 5 năm. Tính theo tỷ lệ phần trăm, số người tham gia khảo sát theo trình tự trên lần lượt là 30,5%; 24,4%; 25,4% và 19,8%.
Về độ tuổi: Theo kết quả khảo sát, số mẫu trong độ tuổi dưới 25 tuổi là 58 người, chiếm 29,4%. Độ tuổi từ 25 - 35 là 81 người, chiếm 41,1%. Độ tuổi từ 35 - 45 là 54 người, chiếm 27,4%. Độ tuổi trên 45 tuổi là 4 người, chiếm 2% tổng số lượng mẫu khảo sát.
1.2. Phân tích độ tin cậy
1.2.1. Đánh giá độ tin cậy cho các biến độc lập
Kết quả phân tích cho thấy hệ số Cronbachs Alpha của thang đo Văn hóa tổ chức là 0,750, tuy nhiên hệ số tương quan biến tổng của biến VH6 đạt giá trị 0,054 nhỏ hơn 0,3. Do vậy, tác giả tiến hành loại biến này ra khỏi mô hình nghiên cứu và chạy lại Cronbachs Alpha lần 2.
Kết quả phân tích Cronbachs Alpha lần 2 cho thấy hệ số Cronbachs Alpha của thang đo Văn hóa tổ chức là 0,830, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá (EFA).
Kết quả phân tích cho thấy hệ số Cronbachs Alpha của thang đo Truyền thông là 0,749 > 0,6, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá (EFA).
Kết quả phân tích cho thấy hệ số Cronbachs Alpha của thang đo Hệ thống công nghệ thông tin là 0,809 > 0,6, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá (EFA).
1.2.2. Đánh giá độ tin cậy cho các biến phụ thuộc
Kết quả phân tích độ tin cậy được trình bày trong Bảng 1.1 cho thấy hệ số Cronbachs Alpha của thang đo Hành vi chia sẻ tri thức là 0,814 > 0,6, hệ số tương quan biến tổng của các biến quan sát đều đạt giá trị lớn hơn 0,3. Do vậy, các biến đo lường thành phần này đều đạt yêu cầu và được sử dụng trong việc phân tích nhân tố khám phá (EFA).

1.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
1.3.1. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với các biến độc lập
Kết quả phân tích EFA lần 2 cho thấy 23 biến quan sát còn lại với chuẩn Eigenvalues lớn hơn 1 thì có 6 nhân tố được trích ra. Hệ số KMO để kiểm định sự phù hợp của phân tích nhân tố là 0,798 (>0,5), kiểm định Bartlett có ý nghĩa về mặt thống kê (Sig. = 0,000 < 0,05). Giá trị Eigenvalues dừng ở 1,311 > 1, tổng phương sai trích là 63,634 (%) > 50%.
1.3.2. Phân tích nhân tố khám phá (EFA) đối với biến phụ thuộc
Ta thấy hệ số KMO = 0,866 (>0,5), kiểm định Bartlett có ý nghĩa về mặt thống kê (Sig. = 0,000 < 0,05). Giá trị Eigenvalues dừng ở 3,406 > 1, tổng phương sai trích là 68,113 (%) > 50%. Do đó, có thể kết luận phân tích nhân tố này là phù hợp.
1.4. Ma trận tương quan và mô hình hồi quy
Phân tích hồi quy được thực hiện với 6 biến độc lập bao gồm: Định hướng học hỏi (ký hiệu DHHH), Văn hóa tổ chức (VH), Truyền thông (TT), Hệ thống công nghệ thông tin (CNTT), Sự tin tưởng (STT), Hệ thống khen thưởng (KT) và biến phụ thuộc là Hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên (ký hiệu CSTT).
Phân tích hồi quy được thực hiện bằng phương pháp hồi quy tổng thể các biến (phương pháp Enter) với phần mềm SPSS 20.0.
Mô hình hồi quy có dạng là:

CSTT = β₁DDHH + β₂VH + β₃TT + β₄CNTT + β₅STT + β₆KT

Trong đó: β₁, β₂, β₃, β₄, β₅, β₆ là các hệ số hồi quy chuẩn hóa.
1.4.1. Xem xét ma trận tương quan
Trước khi tiến hành kiểm định mô hình nghiên cứu bằng phân tích hồi quy tuyến tính bội, mối tương quan giữa các biến trong mô hình cần được xem xét. Phân tích ma trận tương quan sử dụng hệ số tương quan Pearson để lượng hóa mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính giữa các biến độc lập như: Định hướng học hỏi (DHHH), Văn hóa tổ chức (VH), Truyền thông (TT), Hệ thống công nghệ thông tin (CNTT), Sự tin tưởng (STT), Hệ thống khen thưởng (KT) và biến phụ thuộc là Hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên (ký hiệu CSTT).
Giá trị tuyệt đối của hệ số tương quan Pearson biến thiên trong khoảng từ 0 đến 1, với giá trị 0 là không có tương quan và 1 là tương quan hoàn toàn.
1.4.2. Mô hình hồi quy
Phân tích hồi quy được thực hiện với 6 biến độc lập: Định hướng học hỏi (DHHH), Văn hóa tổ chức (VH), Truyền thông (TT), Hệ thống công nghệ thông tin (CNTT), Sự tin tưởng (STT), Hệ thống khen thưởng (KT) và biến phụ thuộc là Hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên (ký hiệu CSTT). Phân tích được thực hiện bằng phương pháp Enter.

Bảng 1.2 cho thấy mô hình hồi quy đưa ra phù hợp với tập dữ liệu mẫu với mức ý nghĩa Hệ số R2 hiệu chỉnh là 0,658 cho thấy mô hình giả thuyết đưa ra có thể giải thích được 65,8% cho tổng thể về mối liên hệ giữa các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên.

Kiểm định F sử dụng phương pháp phân tích phương sai (ANOVA) là phép kiểm định giả thuyết về độ phù hợp của mô hình hồi quy tuyến tính tổng thể. Trong Bảng 1.3 kết quả phân tích ANOVA cho thấy giá trị F = 63,816 và giá trị sig nhỏ (sig = 0,00 < 0,05) nên bác bỏ giả thuyết H0 cho rằng tất cả các hệ số hồi quy đều bằng 0, mô hình hồi quy tuyến tính bội được xây dựng phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được.
Phương trình hồi quy tuyến tính được trình bày như sau:
CSTT = 0,389*DDHH + 0,108*VH + 0,378*TT + 0,128*CNTT + 0,216*STT + 0,186*KT
1.5. Kiểm định các vi phạm giả định hồi quy
1.5.1. Kiểm tra mối quan hệ tuyến tính giữa biến phụ thuộc và các biến độc lập cũng như hiện tượng phương sai thay đổi
Kết quả cho thấy các phần dư phân tán ngẫu nhiên trong một vùng đi qua gốc tọa độ chứ không tạo thành một hình dạng đặc biệt nào. Điều này có nghĩa là giá trị dự đoán và phần dư độc lập với nhau, phương sai của phần dư không đổi. Mô hình hồi quy là phù hợp.
1.5.2. Kiểm tra giả thuyết về phân phối chuẩn
Kết quả cho thấy, đồ thị Histogram của phần dư chuẩn hóa có dạng đường cong phân phối chuẩn, giá trị Mean xấp xỉ bằng 0 (1,67E-15) và độ lệch chuẩn xấp xỉ bằng 1 (0,985). Đồ thị P - P cho thấy các điểm quan sát không quá xa đường thẳng kỳ vọng. Như vậy, giả định về phân phối chuẩn của phần dư khi xây dựng mô hình không bị vi phạm.
1.6. Kiểm định giả thuyết
Phần này sẽ trình bày kết quả phân tích kiểm định sự khác biệt về hành vi chia sẻ tri thức giữa các nhóm đối tượng khảo sát dựa trên các tiêu chí về nhân khẩu học như giới tính, độ tuổi và các tiêu chí về thâm niên, trình độ.
1.6.1. Kiểm định sự khác biệt về hành vi chia sẻ tri thức theo giới tính

Kiểm định so sánh hai trung bình được tiến hành với giả thuyết H0: Phương sai của 2 tổng thể khác nhau. Tuy nhiên, kết quả kiểm định cho giá trị sig. = 0,096 > 0,05 cho thấy phương sai giữa 2 nhóm giới tính không khác nhau. Vì thế, trong kết quả kiểm định Independent Samples Test, tác giả sử dụng kết quả ở phần Equal Variance Assumed có sig. = 0,824 > 0,05. Do đó, không có sự khác biệt giữa phái nam và phái nữ đối với hành vi chia sẻ tri thức.
1.6.2. Kiểm định sự khác biệt về hành vi chia sẻ tri thức theo độ tuổi
Theo kết quả Test of Homogeneity of Variances, với mức ý nghĩa sig.= 0,062 > 0,05 có thể nói rằng phương sai về hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên giữa các độ tuổi không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng được.
Theo kết quả ANOVA, với mức ý nghĩa sig. = 0,658 > 0,05 nên có thể kết luận không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về hành vi chia sẻ tri thức giữa các nhóm nhân viên có độ tuổi khác nhau.
1.6.3. Kiểm định sự khác biệt về hành vi chia sẻ tri thức theo thâm niên công tác
Theo kết quả Test of Homogeneity of Variances, với mức ý nghĩa sig.= 0,959 > 0,05 có thể nói rằng phương sai về hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên theo thâm niên không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng được.
1.6.4. Kiểm định sự khác biệt về hành vi chia sẻ tri thức theo trình độ
Theo kết quả Test of Homogeneity of Variances ở Bảng 1.5, với mức ý nghĩa sig.= 0,931 > 0,05 có thể nói rằng phương sai về hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên theo trình độ không khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê. Như vậy, kết quả phân tích ANOVA có thể sử dụng được.
Theo kết quả ANOVA ở Bảng 1.5, với mức ý nghĩa sig. = 0,290 > 0,05 nên có thể kết luận không có sự khác biệt có ý nghĩa thống kê về hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên theo trình độ.2. Kiến nghị một số hàm ý quản trị cho Tập đoàn Novaland
2.1. Đối với nhân tố định hướng học hỏi
Giá trị hồi quy chuẩn hóa của yếu tố Định hướng học hỏi ảnh hưởng nhiều nhất đến ý định chia sẻ tri thức của nhân viên kinh doanh ở tập đoàn Novaland (Beta = 0,389), cho thấy công ty cần tập trung đẩy mạnh, phát triển yếu tố này, xây dựng một định hướng học hỏi đúng đắn cho tổ chức mình. Để phát huy vai trò quan trọng của yếu tố Định hướng học hỏi, nhà quản trị phải xác định quan điểm của công ty là chú trọng việc học tập, đào tạo và chia sẻ tri thức hiệu quả của nhân viên trong tổ chức, vì đó là một chiến lược quan trọng để nâng cao vị thế cạnh tranh cho công ty.
2.2. Đối với nhân tố sự tin tưởng
Sự tin tưởng giúp mọi người gần nhau hơn, hiểu nhau hơn và chia sẻ với nhau nhiều hơn. Niềm tin đóng vai trò quan trọng nhằm thúc đẩy các mối quan hệ phát triển không chỉ trong đời sống thường nhật mà còn trong công việc hàng ngày. Niềm tin ấy được thể hiện qua mối quan hệ giữa các nhân viên, qua mối quan hệ giữa doanh nghiệp, khách hàng và được kết quả hóa bằng chính sự phát triển của doanh nghiệp.
Sự tin tưởng giữa các nhân viên giúp mang lại hiệu quả cho việc chia sẻ tri thức trong tổ chức. Vì vậy, để xây dựng niềm tin trong tổ chức, các nhà quản trị cần chú trọng phát triển yếu tố Sự tin tưởng, bằng cách xây dựng môi trường làm việc cởi mở, thoải mái, dựa trên sự tin tưởng; nhân viên tin tưởng lãnh đạo và đồng nghiệp, tin tưởng vào sự lớn mạnh không ngừng của tổ chức dựa trên nền tảng của việc chia sẻ thông tin, tri thức hôm nay. Sẵn sàng chấp nhận và chịu trách nhiệm trước những việc mình đã làm không chỉ là cách tốt nhất giúp nhân viên lấy lại lòng tin của đồng nghiệp mà còn giúp nhân viên ngày càng hoàn thiện bản thân. Hãy quan tâm tới những mục tiêu chung thay vì chỉ khư khư phục vụ những mục tiêu của cá nhân.
2.3. Đối với nhân tố hệ thống khen thưởng
Nhà quản trị công ty cần xây dựng một hệ thống khen thưởng phù hợp nhằm khích lệ tinh thần chia sẻ tri thức của các cá nhân. Ngoài hệ thống khen thưởng theo đánh giá KPI định kỳ, công ty cần rà soát, kiện toàn hệ thống khen thưởng riêng của từng bộ phận theo hướng kích thích hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên một cách thiết thực về vật chất và tinh thần; Ghi nhận tinh thần đóng góp trong chia sẻ tri thức của từng cá nhân, phù hợp và xứng đáng với giá trị tri thức được chia sẻ. Xây dựng những phần thưởng có giá trị kinh tế nhưng gắn với giá trị tri thức, phù hợp với khả năng học tập và tạo ra tri thức mới cho novaland như học bổng trong nước; học bổng học tập ở nước ngoài cho những lao động trẻ, học bổng du học cho con đối với những lao động lớn tuổi, có nhiều kinh nghiệm. Đồng thời, đề xuất Novaland bổ sung một KPIs về chia sẻ tri thức trong thẻ điểm cân bằng.
2.4. Đối với nhân tố văn hóa tổ chức
Tuy không phải là yếu tố có mức độ tác động cao đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên nhưng nhà quản trị công ty cũng nên đầu tư vào việc xây dựng văn hóa tổ chức phù hợp để khuyến khích chia sẻ tri thức. Nhà quản trị cần tạo ra môi trường làm việc cởi mở, xóa bỏ dần khoảng cách và các rào cản trong giao tiếp như khác biệt về ngôn ngữ, văn hóa vùng miền, tuổi tác hay cấp bậc, khuyến khích làm việc theo nhóm nhằm thúc đẩy sự tương tác giữa các thành viên với nhau.
Bên cạnh đó, việc nhân viên kinh doanh tại Novaland nhận thức tốt giá trị thương hiệu của công ty và thực hiện hành vi chia sẻ tri thức, tri thức cũng sẽ được chuyển đổi thành giá trị kinh tế, lợi thế cạnh tranh cho tổ chức. Vì vậy, xây dựng thương hiệu phải được thực hiện không ngừng để thương hiệu Novaland có một vị trí vững chắc trong lòng nhân viên và khách hàng. Từ đó, tạo được niềm tin to lớn đối với nhân viên và khách hàng, lưu giữ trong tâm trí nhân viên và khách hàng trong và ngoài nước hình ảnh một tập đoàn kinh doanh bất động sản lớn, vững mạnh, có sản phẩm/dịch vụ đa dạng, có chất lượng dịch vụ tốt.
2.5. Đối với nhân tố hệ thống công nghệ thông tin
Tập đoàn cần chú ý trang bị cho nhân viên những máy móc, thiết bị công nghệ hiện đại cần thiết để họ nhanh chóng nắm bắt những thông tin, xu hướng mới nhất trong nước và trên thế giới, đồng thời có thể chia sẻ những thông tin, tri thức đó với các đồng nghiệp của mình một cách dễ dàng. Nhà quản trị cần đảm bảo cho tri thức được lưu thông dễ dàng, có khả năng kết nối giữa các phòng ban.
Xây dựng các cổng thông tin chứa đựng các tài liệu chung lưu giữ các tài liệu, tình huống và kinh nghiệm xử lý tình huống để mọi người dễ dàng tìm kiếm theo những câu hỏi gạn/lọc sẽ cho ra kết quả tương ứng; cung cấp các sáng kiến, cải tiến có hiệu quả thực tiễn để mọi người có thể vào xem, sử dụng và đóng góp ý kiến, bình luận; hướng dẫn nhân viên đóng góp chia sẻ kinh nghiệm, tạo điều kiện cho kiến thức được lan tỏa trong toàn bộ hệ thống.
2.6. Đối với nhân tố truyền thông
Yếu tố truyền thông cũng đang được tập đoàn quan tâm, phát triển. Để truyền thông trong tổ chức được hiệu quả, các công ty nên thường xuyên tổ chức các sự kiện giao lưu gặp gỡ giữa các phòng ban, tổ chức những lớp huấn luyện kỹ năng giao tiếp, các hoạt động tập thể ngoài trời, team - building nhằm tạo điều kiện để các nhân viên trong công ty gia tăng sự tương tác giữa nhân viên với nhau, nâng cao hiệu quả trong giao tiếp, hiệu quả truyền đạt thông tin cũng như hiệu quả chia sẻ tri thức.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:
Tài liệu tiếng Việt
1. Trần Thị Mến và cộng sự (2018), “Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên Ngân hàng BIDV - Bình Dương”, Tạp chí Tài chính, số đăng ngày 1/5/2018.
2. Nguyễn Phan Như Ngọc (2015), “Các yếu tố ảnh hưởng đến việc chia sẻ tri thức của nhân viên trong ngành công nghệ thông tin”, Đại học Sư phạm Kỹ thuật TP.HCM, trang 1-10.
3. Bùi Thị Thanh (2014), “Các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi chia sẻ tri thức với đồng nghiệp của giảng viên trong các trường đại học”, Tạp chí Kinh tế và Phát triển, số 199 tháng 1/2014, trang 71 - 79.
4. Nguyễn Đình Thọ (2011), “Phương pháp nghiên cứu khoa học trong kinh doanh”, Hà Nội - Nhà xuất bản Lao động - Xã hội.
5. Hoàng Trọng & Chu Nguyễn Mộng Ngọc (2008), “Phân tích dữ liệu nghiên cứu với SPSS, tập 1 & 2”, TP. HCM - Nhà xuất bản Hồng Đức.
Tài liệu tiếng Anh
1. Adel I. A., Nayla Y. A. M. & Yasmeen, F. M. (2007), “Organizational culture and knowledge sharing: critical success factors”, Journal of knowledge management, 11 (2), 22 – 42.
2. Ajzen, I., 1991. “The theory of planned behavior”, Organizational Behavior and Human Decision Processes, 179-211.
3. Anderson, J. C., & Gerbing, D. W. (1988), “Structural equation modeling in practice: A review and recommended two-step approach”, Psychological Bulletin, 103(3), 411-423
Bandura, A. (1989), “Social Sognitive Theory”, 1 - 85.