Vấn đề quyền tác giả ở một số trường đại học trên địa bàn Hà Nội hiện nay

TÓM TẮT:

Nghiên cứu này tập trung phân tích thực trạng vi phạm quyền tác giả trong môi trường giáo dục đại học tại một số trường đại học trên địa bàn TP. Hà Nội, đồng thời đánh giá các yếu tố ảnh hưởng đến ý định vi phạm quyền tác giả của sinh viên. Dựa trên nền tảng lý thuyết Hành vi dự định (TPB) và các nghiên cứu thực nghiệm liên quan, bài nghiên cứu xây dựng mô hình kiểm định với 435 mẫu khảo sát từ sinh viên tại 3 trường đại học lớn trên địa bàn Hà Nội (Trường Đại học Ngoại thương, Học viện Báo chí và Tuyên truyền, Trường Đại học Thương mại). Dữ liệu được phân tích bằng phương pháp mô hình cấu trúc tuyến tính (SEM). Kết quả nghiên cứu cho thấy nhận thức rủi ro, nghĩa vụ đạo đức và sự phát triển công nghệ có tác động đáng kể đến hành vi của sinh viên. Đồng thời, yếu tố trung gian là thái độ và chuẩn chủ quan cũng ảnh hưởng đến ý định vi phạm.

Từ khóa: vi phạm quyền tác giả, sinh viên đại học, mô hình TPB, nghĩa vụ đạo đức, nhận thức rủi ro, hành vi vi phạm, kiểm soát hành vi, giáo dục đại học.

1. Đặt vấn đề

Dưới tác động của nền kinh tế tri thức và hội nhập toàn cầu, bảo hộ quyền tác giả trở thành vấn đề cấp thiết nhằm tôn vinh sáng tạo, thúc đẩy phát triển khoa học và xây dựng môi trường học thuật công bằng. Nhận thức được điều này, Việt Nam đã tham gia nhiều công ước quốc tế như công ước Berne, Hiệp định TRIPS và ban hành nhiều điều luật nhằm bảo hộ quyền tác giả.

Tuy nhiên, tình trạng vi phạm bản quyền tại Việt Nam vẫn phổ biến, đặc biệt trong môi trường đại học. Theo khảo sát của Hiệp hội Quyền sao chép Việt Nam tại hơn 60 cơ sở giáo dục, tình trạng này ngày càng gia tăng, phổ biến nhất là sao in trái phép tài liệu. Tại Hà Nội - nơi tập trung nhiều trường đại học, vấn đề này càng diễn ra cấp thiết và nghiêm trọng hơn. Một số trường như Đại học Bách khoa Hà Nội, Học viện Báo chí và Tuyên truyền… đã triển khai nhiều biện pháp khắc phục nhưng hành vi sao chép và sử dụng tài liệu trái phép vẫn diễn ra phổ biến.

Nhằm đánh giá thực trạng và đề xuất giải pháp hiệu quả cho vấn đề vi phạm quyền tác giả tại các trường đại học ở Hà Nội, nhóm tác giả đã thực hiện nghiên cứu “Vấn đề quyền tác giả ở một số trường đại học tại Hà Nội”. Nghiên cứu này giúp bảo vệ quyền lợi của cá nhân, tổ chức trong môi trường học thuật và nâng cao chất lượng giáo dục trong bối cảnh chuyển đổi số.

2. Tổng quan nghiên cứu và mô hình nghiên cứu

2.1. Tổng quan nghiên cứu

Tổ chức Sở hữu trí tuệ thế giới (WIPO) định nghĩa quyền tác giả là quyền pháp lý của các nhà sáng tạo đối với tác phẩm văn học, nghệ thuật của họ. Tại Việt Nam, Luật Sở hữu trí tuệ quy định quyền tác giả theo hai phương diện: quyền nhân thân - gắn liền với tác giả, bao gồm quyền đặt tên, công bố và bảo vệ sự toàn vẹn của tác phẩm; và quyền tài sản - cho phép khai thác tác phẩm nhằm tạo ra lợi ích kinh tế. Theo pháp luật Việt Nam và các điều ước quốc tế như Công ước Berne hay Hiệp định TRIPS, các hành vi sao chép, phân phối trái phép hay tạo ra tác phẩm phái sinh mà không có sự cho phép của tác giả đều được coi là vi phạm quyền tác giả.

Trong bối cảnh giáo dục đại học, vi phạm quyền tác giả đang trở thành vấn đề đáng quan tâm. Theo thuyết hành vi dự định (TPB) của Ajzen, ý định vi phạm chịu ảnh hưởng từ thái độ cá nhân, chuẩn mực xã hội và nhận thức về khả năng kiểm soát hành vi. Nếu sinh viên cho rằng, việc sao chép tài liệu là điều bình thường, được xã hội chấp nhận và dễ dàng thực hiện, nguy cơ vi phạm sẽ tăng cao.

Mặc dù tầm quan trọng của quyền tác giả đã được khẳng định trong nghiên cứu của Pangilinan (2020), việc thực thi quyền tác giả vẫn đối mặt với nhiều thách thức trong thời đại công nghệ số, đặc biệt là tình trạng sao chép và phân phối tài liệu qua internet. Masango (2007) chỉ ra phần lớn người dùng thường không quan tâm đến quyền tác giả vì họ cho rằng tài liệu số đã được bảo hộ sẵn và có thể sử dụng thoải mái. Hơn nữa, nguyên tắc "fair use" cho phép sử dụng tài liệu có bản quyền trong một số trường hợp như giảng dạy, nghiên cứu được áp dụng rộng rãi ở nhiều quốc gia, tạo ra những ngoại lệ nhất định trong thực thi bản quyền (Darkey & Akussah, 2008).

Tại Việt Nam, quyền tác giả đang nhận được sự quan tâm nghiên cứu ngày càng sâu rộng. Nguyễn Trọng Luận (2021) và Đỗ Thị Quyên (2016) đã chỉ ra những bất cập trong việc bảo vệ quyền tác giả, đặc biệt trong lĩnh vực giáo dục. Các hành vi vi phạm, như sao chép tài liệu mà không trích dẫn đúng cách vẫn diễn ra phổ biến. Nghiên cứu của Nguyễn Thị Hồng Thương (2017) tại Đại học Công nghệ Giao thông Vận tải cũng cho thấy phần lớn sinh viên chưa nhận thức đầy đủ về hành vi vi phạm quyền tác giả. Trong khi đó, Phạm Minh Huyền (2022) kết luận, rằng các quy định pháp luật hiện hành chưa đáp ứng đầy đủ yêu cầu của thời đại công nghệ số, dẫn đến thực thi chưa hiệu quả.

Tuy nhiên, những nghiên cứu về quyền tác giả tại các trường đại học tại Việt Nam, đặc biệt ở Hà Nội, vẫn còn hạn chế. Các nghiên cứu trước chủ yếu mang tính lý thuyết hoặc thiếu đánh giá cụ thể về tình trạng vi phạm trong cơ sở giáo dục. Ngoài ra, chưa có nghiên cứu nào sử dụng phương pháp định lượng để đo lường tác động của các yếu tố đến hành vi vi phạm, cũng như ảnh hưởng của công nghệ số và tài nguyên mở đến việc bảo vệ quyền tác giả. Những khoảng trống này mở ra nhu cầu nghiên cứu sâu hơn để tìm ra các giải pháp hiệu quả cho việc bảo vệ quyền tác giả trong môi trường giáo dục đại học tại Việt Nam.

2.2. Mô hình và giả thuyết nghiên cứu

Hình 1: Mô hình nghiên cứu nhóm tác giả đề xuất

Nguồn: Nhóm tác giả xây dựng

H1 (+): Chuẩn chủ quan ủng hộ vi phạm quyền tác giả cao sẽ làm tăng ý định vi phạm bản quyền tác giả.

H2 (+): Thái độ ủng hộ vi phạm quyền tác giả cao sẽ làm tăng ý định vi phạm bản quyền tác giả.

H3 (+): Nhận thức về khả năng kiểm soát hành vi vi phạm quyền tác giả số cao sẽ làm tăng ý định vi phạm bản quyền tác giả.

H4 (-): Nghĩa vụ đạo đức cao làm giảm chuẩn chủ quan của ý định vi phạm quyền tác giả

H5 (+): Sự phát triển công nghệ làm gia tăng nhận thức kiểm soát hành vi về vi phạm quyền tác giả.

H6 (-): Nhận thức cao về rủi ro làm giảm thái độ tán thành đối với ý định vi phạm  quyền tác giả.

H7 (-): Nhận thức cao về rủi ro làm giảm nhận thức kiểm soát hành vi đối với ý định vi phạm bản quyền tác giả.

H8 (+): Chuẩn chủ quan đối với ý định vi phạm cao làm gia tăng thái độ ủng hộ vi phạm bản quyền tác giả.

H9 (+): Ý định vi phạm bản quyền số càng cao thì dẫn đến hành vi vi phạm bản quyền tác giả càng cao.

H10 (+): Nhận thức kiểm soát hành vi càng cao làm tăng hành vi vi phạm bản quyền tác giả.

3. Phương pháp nghiên cứu

Phương pháp định lượng được sử dụng để đánh giá mức độ ảnh hưởng, mối quan hệ giữa các nhân tố được kỳ vọng có tác động đến hành vi vi phạm quyền tác giả ở sinh viên. Dữ liệu trong nghiên cứu là dữ liệu sơ cấp được thu thập từ kết quả khảo sát thông qua bảng câu hỏi trên Google Forms với 544 sinh viên tại 3 trường đại học, gồm: Trường Đại học Ngoại Thương, Học viện Báo chí và Tuyên truyền, Trường Đại học Thương mại. Thang đo Likert 5 mức được triển khai trong bảng câu hỏi từ hoàn toàn không đồng ý (điểm 1) đến rất đồng ý (điểm 5). Dữ liệu sau khi thu thập và tổng hợp sẽ được lọc, phân tích bằng phần mềm SPSS 27 và AMOS 24 để đánh giá kết quả của mô hình và kiểm định các giả thuyết nghiên cứu.

4. Kết quả nghiên cứu

4.1. Kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu

4.1.1. Kiểm định độ tin cậy thang đo

+ Kết quả đánh giá thang đo nhân tố chuẩn chủ quan

Nhân tố chuẩn chủ quan được xây dựng dựa trên 3 biến quan sát. Kết quả phân tích cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.638, lớn hơn 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của cả 3 biến quan sát đều có giá trị lớn hơn 0.3. Do đó, các biến quan sát thuộc nhóm nhân tố chuẩn chủ quan đều đảm bảo độ tin cậy và được giữ lại cho các bước phân tích tiếp theo.

Bảng 1. Kết quả đánh giá thang đo nhân tố chuẩn chủ quan

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

+ Kết quả đánh giá thang đo nhân tố sự phát triển của công nghệ

 Nhân tố sự phát triển của công nghệ được thể hiện qua 3 khía cạnh khác nhau. Kết quả đánh giá độ tin cậy cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha = 0.776 > 0.6. Cả 3 biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Do đó, tất cả các quan sát thuộc nhóm nhân tố sự phát triển của công nghệ đều đủ tin cậy để sử dụng cho các bước phân tích tiếp theo.

Bảng 2. Kết quả đánh giá thang đo nhân tố sự phát triển của công nghệ

            Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

+ Kết quả đánh giá thang đo nhân tố ý định vi phạm

            Nhóm nhân tố ý định vi phạm được xây dựng qua 2 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0.780, lớn hơn 0.6 và hệ số tương quan biến tổng của tất cả các quan sát đều đạt mức lớn hơn 0.3 nên nhóm tác giả không loại biến nào ra khỏi thang đo. Tất cả các quan sát trong thang đo đều được giữ lại và phân tích trong bước tiếp theo.

Bảng 3. Kết quả đánh giá thang đo nhân tố ý định vi phạm

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

+ Kết quả đánh giá thang đo nghĩa vụ đạo đức

            Nhân tố nghĩa vụ đạo đức được xây dựng dựa trên 3 biến quan sát. Kết quả phân tích cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.829, lớn hơn 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của cả 3 biến quan sát đều có giá trị lớn hơn 0.3. Do đó, các biến quan sát thuộc nhóm nhân tố nghĩa vụ đạo đức đều đảm bảo độ tin cậy và được giữ lại cho các bước phân tích tiếp theo.

Bảng 4. Kết quả đánh giá thang đo nghĩa vụ đạo đức

            Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

+ Kết quả đánh giá thang đo nhận thức kiểm soát hành vi

            Nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi được thể hiện qua 3 khía cạnh khác nhau. Kết quả đánh giá độ tin cậy cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha = 0.867 > 0.6. Cả 3 biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Do đó, tất cả các quan sát thuộc nhóm nhân tố nhận thức kiểm soát hành vi đều đủ tin cậy để sử dụng cho các bước phân tích tiếp theo.

Bảng 5. Kết quả đánh giá thang đo nhận thức kiểm soát hành vi

            Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

+ Kết quả đánh giá thang đo nhận thức rủi ro

            Nhóm nhân tố nhận thức rủi ro được xây dựng qua 3 biến quan sát. Hệ số Cronbach’s Alpha đạt giá trị 0.722, lớn hơn 0.6 và hệ số tương quan biến tổng của tất cả các quan sát đều đạt mức lớn hơn 0.3 nên nhóm tác giả không loại biến nào ra khỏi thang đo. Tất cả các quan sát trong thang đo đều được giữ lại và phân tích trong bước tiếp theo.

Bảng 6. Kết quả đánh giá thang đo nhận thức rủi ro

            Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

+ Kết quả đánh giá thang đo thái độ

            Nhân tố thái độ được xây dựng dựa trên 3 biến quan sát. Kết quả phân tích cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha đạt 0.866 lớn hơn 0.6. Hệ số tương quan biến tổng của cả 3 biến quan sát đều có giá trị lớn hơn 0.3. Do đó, các biến quan sát thuộc nhóm nhân tố thái độ đều đảm bảo độ tin cậy và được giữ lại cho các bước phân tích tiếp theo. (Bảng 7)

Bảng 7. Kết quả đánh giá thang đo thái độ

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

+ Kết quả đánh giá thang đo hành vi vi phạm

            Nhân tố hành vi vi phạm được thể hiện qua 3 khía cạnh khác nhau. Kết quả đánh giá độ tin cậy cho thấy hệ số Cronbach’s Alpha = 0.721 > 0.6. Cả 3 biến quan sát đều có hệ số tương quan biến tổng lớn hơn 0.3. Do đó, tất cả các quan sát thuộc nhóm nhân tố hành vi vi phạm đều đủ tin cậy để sử dụng cho các bước phân tích tiếp theo.

Bảng 8. Kết quả đánh giá thang đo hành vi vi phạm

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

4.1.2. Phân tích khám phá EFA

Với mô hình nghiên cứu được đề xuất trong bài viết bao gồm 8 nhân tố, trong đó có 23 biến quan sát định lượng, nhóm nghiên cứu thực hiện phân tích nhân tố khám phá EFA với phương pháp trích PAF và tiêu chuẩn trích cố định số nhân tố là 8. Sử dụng phép quay Promax, kết quả phân tích EFA cho thấy, hệ số KMO là 0.908 và tổng phương sai trích (Total Variance Explained) đạt 60.014%, chứng tỏ cấu trúc nhân tố của tập hợp các biến quan sát trong mô hình cũng như chất lượng dữ liệu tương đối phù hợp với cơ sở lý thuyết để phân tích nhân tố. Giá trị kiểm định Bartlett (sig=0.000) cũng cho thấy các biến quan sát có tương quan với nhau trên tổng thể.

Bảng 9. Kết quả phân tích khám phá EFA (1)

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

Bên cạnh đó, với việc sử dụng phép trích PAF và phép quay Promax, tiêu chuẩn hệ số tải Factor Loading mà nhóm nghiên cứu đặt ra là ở mức lớn hơn 0.4. Sau khi phân tích EFA, thì 8 nhân tố trong mô hình đều đảm bảo tính hội tụ và phân biệt của các thang đo cũng như phù hợp để đưa vào phân tích các bước tiếp theo.

Bảng 10. Kết quả phân tích khám phá EFA (2)

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

4.1.3. Phân tố nhân tố khẳng định CFA

Kết quả phân tích CFA cho thấy các chỉ số để đánh giá độ phù hợp của mô hình đều ở mức tốt và chấp nhận được khi chỉ số Chi - square/df < 3; GFI > 0.9; CFI > 0.9; 0.05 < RMSEA < 0.1 và p - value < 0.05. Bên cạnh đó, các biến quan sát đều có giá trị p - value = 0.000 < 0.05, đồng thời có hệ số tác động chuẩn hóa lớn hơn 0.5.

Bảng 11. Kết quả phân tích nhân tố khẳng định CFA

Nguồn: Kết quả phân tích từ AMOS 24

Như vậy, kết quả phân tích cho thấy các nhân tố quan sát trong mô hình đều phù hợp với dữ liệu nghiên cứu và đều có ý nghĩa thống kê và giải thích tốt cho nhân tố mẹ.

4.1.4. Phân tích mô hình SEM

Kết quả phân tích cho thấy các chỉ số đánh giá độ phù hợp của mô hình đều ở mức tốt và chấp nhận được khi chỉ số Chi - square/df < 5; GFI > 0.8; CFI > 0.8; 0.05 < RMSEA < 0.1 và p - value < 0.05.

Bảng 12. Kết quả phân tích mô hình SEM

Nguồn: Kết quả phân tích từ AMOS 24

Bên cạnh đó, kết quả bảng trọng số hồi quy của các biến quan sát cũng chỉ ra, rằng ngoài trừ quan hệ hồi quy của nhân tố nhận thức rủi ro (PR) lên nhân tố thái độ (ATT), tất cả các mối quan hệ tác động còn lại đều có giá trị p - value nhỏ hơn 0.05 và có ý nghĩa thống kê.

Bảng 13. Kết quả bảng trọng số hồi quy của các biến quan sát

Nguồn: Kết quả phân tích từ AMOS 24

4.1.5. Phân tích khác biệt trung bình

Sử dụng phần mềm SPSS 27, kết quả phân tích ANOVA cho biến “năm học” chỉ ra rằng không có sự khác biệt về hành vi vi phạm quyền tác giả giữa các sinh viên ở các năm học khác nhau:

Bảng 14. Kết quả phân tích ANOVA cho biến “năm học”

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

Đối với biến định tính “giới tính” chỉ nhận 2 giá trị là “nam” và “nữ”,  để đánh giá sự khác biệt trung bình của biến phụ thuộc theo đặc điểm này, ta sử dụng kiểm định Independent Samples T - test. Kết quả chỉ ra rằng không có sự khác biệt về hành vi vi phạm quyền tác giả giữa các sinh viên có giới tính khác nhau:

Bảng 15. Kết quả phân tích ANOVA cho biến “giới tính”

Nguồn: Kết quả phân tích từ SPSS 27

4.2. Thảo luận  

Theo kết quả kiểm định mô hình nghiên cứu, nhóm tác giả đưa ra một số nhận định như sau:

Thứ nhất, nghĩa vụ đạo đức có tác động cùng chiều mạnh mẽ đến chuẩn chủ quan của ý định vi phạm quyền tác giả (hệ số tác động 0.82, p-value < 5%). Kết quả này trái ngược với các nghiên cứu trước (Yoon, 2010; Christine Slade, Jack Walton, và James Lewandowski-Cox, 2024) đã kết luận nghĩa vụ đạo đức cao làm giảm sự ủng hộ hành vi vi phạm. Ở các công trình này, nghĩa vụ đạo đức được hiểu như cảm giác nghĩa vụ nội tại thúc đẩy cá nhân phản đối những hành vi trái đạo đức hoặc pháp luật. Trong bối cảnh Việt Nam, nghĩa vụ đạo đức có thể được hiểu khác đi, là những áp lực đạo đức từ xã hội hơn là từ nội tại, dẫn đến việc sinh viên có xu hướng chấp nhận và ủng hộ hành vi vi phạm nếu môi trường xung quanh không phản đối mạnh mẽ. Điều này được thể hiện trong nghiên cứu của Hồ Thị Thúy Nga (2023), khi các áp lực đạo đức từ tổ chức và xã hội có thể khiến cá nhân đồng thuận với hành vi vi phạm. Vì vậy, khi nghĩa vụ đạo đức cao sẽ làm giảm sự ủng hộ của xã hội đối với hành vi vi phạm.

Thứ hai, chuẩn chủ quan có tác động ngược chiều đến thái độ ủng hộ hành vi vi phạm quyền tác giả, với hệ số tác động -0.682 và p-value < 5%. Kết quả này trái ngược với lý thuyết hành vi dự định của Ajzen (1991), khi mà chuẩn chủ quan thường thúc đẩy hành vi vi phạm nếu có sự đồng thuận từ xã hội. Tuy nhiên, Schultz (2006) cho rằng, khi nhận thức xã hội thay đổi theo hướng tích cực, chuẩn mực vi phạm bản quyền sẽ chuyển từ chấp nhận sang phản đối hành vi này. Nếu xem xét về sự cách biệt trong thời gian nghiên cứu và bối cảnh diễn ra sôi nổi các hoạt động tuyên truyền và chương trình giáo dục về bản quyền tại Việt Nam, sinh viên sẽ có xu hướng bị ảnh hưởng bởi chuẩn chủ quan phản đối hành vi vi phạm, từ đó điều chỉnh thái độ và giảm ý định vi phạm. Do đó, khi chuẩn chủ quan về hành vi vi phạm tăng, thái độ ủng hộ vi phạm sẽ giảm.

Thứ ba, nhận thức rủi ro có tác động ngược chiều đến thái độ ủng hộ vi phạm quyền tác giả nhưng tác động này không có ý nghĩa thống kê (hệ số tác động -0.078, p-value = 0.114). Mặc dù theo lý thuyết ngăn chặn, nhận thức rủi ro cao sẽ làm giảm thái độ ủng hộ hành vi vi phạm, nhưng trong nghiên cứu này, mức độ rủi ro không đủ mạnh để thay đổi thái độ của sinh viên. Nguyên nhân có thể là do hệ thống thực thi pháp luật về quyền tác giả tại Việt Nam chưa hiệu quả (Phạm Minh Huyền, 2022) khiến sinh viên không cảm thấy có nguy cơ bị xử phạt đáng kể. Hơn nữa, nhiều sinh viên có tâm lý quen với rủi ro và cảm giác "an toàn nhóm", khi thấy hành vi vi phạm diễn ra phổ biến mà không bị xử lý.

Thứ tư, nhận thức về rủi ro có tác động ngược chiều đến khả năng kiểm soát hành vi vi phạm quyền tác giả của sinh viên, với hệ số chuẩn hóa -0.58 và p-value < 5%. Điều này phù hợp với nghiên cứu của Al-Rafee & Cronan (2008) và G. Peace (2003), khi cá nhân nhận thức rủi ro cao, họ sẽ thấy hành vi vi phạm khó thực hiện hơn. Tuy nhiên, trong môi trường giáo dục tại Việt Nam, do thiếu các biện pháp giám sát và xử phạt nghiêm ngặt, sinh viên có thể xem việc vi phạm bản quyền là dễ dàng và ít rủi ro, làm gia tăng hành vi vi phạm.

Thứ năm, sự phát triển công nghệ có tác động tích cực đến khả năng kiểm soát hành vi vi phạm quyền tác giả với hệ số tác động 0.252, p-value < 5%. Kết quả này phù hợp với mô hình UTAUT của Venkatesh (2003) và nghiên cứu của Al-Rafee & Cronan (2006). Điều này có nghĩa là khi công nghệ phát triển, khả năng kiểm soát hành vi vi phạm tăng lên. Sự phổ biến của Internet; các nền tảng chia sẻ dữ liệu trực tuyến và tính ẩn danh trên mạng làm giảm các rào cản kỹ thuật trong việc truy cập tài liệu có bản quyền, khiến cho việc vi phạm trở nên dễ dàng hơn.

Thứ sáu, chuẩn chủ quan có tác động tiêu cực đến ý định vi phạm quyền tác giả, với hệ số tác động -0.363 và p-value < 5%. Kết quả này trái ngược với lý thuyết hành vi dự định, trong đó chuẩn chủ quan được kỳ vọng là làm tăng ý định vi phạm. Tuy nhiên, trong bối cảnh các trường đại học tại Việt Nam, các chuẩn mực sao chép (copynorms) đang chuyển dịch theo hướng tích cực nhờ các chương trình giáo dục bản quyền, làm cho chuẩn chủ quan không còn thúc đẩy vi phạm mà ngược lại, gây áp lực buộc sinh viên phải tuân thủ. Điều này phù hợp với lý thuyết của Schultz (2006), cho rằng việc thay đổi chuẩn mực xã hội thông qua giáo dục và truyền thông có thể làm giảm hành vi vi phạm. Qua đó, khi chuẩn chủ quan tăng, ý định vi phạm sẽ giảm.

Thứ bảy, thái độ ủng hộ hành vi vi phạm có tác động cùng chiều đến ý định vi phạm quyền tác giả, với hệ số tác động 0.191 và p-value < 5%. Kết quả này phù hợp với lý thuyết hành vi dự định (Ajzen, 1991) khi cho rằng thái độ ủng hộ vi phạm tăng sẽ làm ý định vi phạm tăng. Thái độ này được hình thành từ sự đánh giá của sinh viên về lợi ích của hành vi vi phạm, như tiết kiệm chi phí và truy cập nội dung miễn phí, đồng thời cảm giác ít rủi ro bị phát hiện.

Thứ tám, khả năng kiểm soát hành vi có tác động cùng chiều đến ý định vi phạm quyền tác giả, với hệ số tác động 0.725 và p-value < 5%. Kết quả này phù hợp với công trình của Ajzen (1991) và Gorsuch và Ortberg (1983). Khi sinh viên cảm thấy họ có khả năng kiểm soát hành vi vi phạm, họ có xu hướng có ý định vi phạm cao hơn.

Thứ chín, ý định vi phạm quyền tác giả có tác động cùng chiều đến hành vi vi phạm quyền tác giả, với hệ số tác động là 0.704 và p-value nhỏ hơn 5%. Kết quả này phù hợp với các nghiên cứu trước đây của Ajzen (1991) và Al-Rafee & Cronan (2006). Nguyên nhân là khi sinh viên có ý định thực hiện hành vi vi phạm, họ đã trải qua quá trình đánh giá về lợi ích và rủi ro của hành vi này. Nếu họ tin rằng khả năng bị phát hiện thấp, hoặc môi trường xung quanh không có sự ngăn cản đáng kể, họ sẽ dễ dàng chuyển từ ý định sang thành hành vi thực tế.

Cuối cùng, khả năng kiểm soát hành vi có tác động cùng chiều đến hành vi vi phạm quyền tác giả, với hệ số tác động là 0.188 và p-value nhỏ hơn 5%. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Liao và cộng sự (2010), Venkatesh và cộng sự (2003). Qua đó, khi một sinh viên cảm thấy họ có đủ khả năng kiểm soát hành vi vi phạm, họ có xu hướng thực hiện hành vi đó nhiều hơn. Đặc biệt, sự phát triển của công nghệ như các nền tảng chia sẻ tài liệu trực tuyến, mạng xã hội và các công cụ tải miễn phí đã tạo điều kiện cho cá nhân có thêm nhiều lựa chọn để vi phạm quyền tác giả mà ít gặp phải rào cản kỹ thuật hay pháp lý.

5. Kết luận và khuyến nghị  

5.1. Kết luận

Nghiên cứu khẳng định rằng vi phạm quyền tác giả trong môi trường đại học là một vấn đề đáng báo động, với nhiều nguyên nhân xuất phát từ nhận thức chưa đầy đủ, chuẩn mực xã hội chưa rõ ràng và sự thực thi chưa hiệu quả các quy định, chính sách đến từ nhà trường và pháp luật. Việc sinh viên dễ dàng tiếp cận tài liệu số, cùng với áp lực học tập và thiếu hụt các biện pháp răn đe, đã khiến hành vi vi phạm ngày càng trở nên phổ biến. Trong khi đó, nghĩa vụ đạo đức và nhận thức về hậu quả pháp lý lại đóng vai trò quan trọng trong việc hạn chế xu hướng vi phạm.

Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy rằng, ngoài việc hoàn thiện các quy định pháp lý, cần có sự phối hợp giữa nhà trường, giảng viên và sinh viên trong việc xây dựng môi trường học thuật minh bạch, nơi các quyền tác giả được tôn trọng và bảo vệ. Đồng thời, các biện pháp kiểm soát vi phạm cần được triển khai hiệu quả hơn, kết hợp giữa giáo dục, công nghệ và chế tài xử phạt để nâng cao ý thức trách nhiệm của sinh viên.

5.2. Khuyến nghị

Để giảm thiểu vi phạm quyền tác giả trong các trường đại học, cần triển khai đồng bộ các biện pháp nâng cao nhận thức, hoàn thiện khung pháp lý và ứng dụng công nghệ. Trước tiên, nhà trường nên tổ chức hội thảo, lồng ghép nội dung bản quyền vào giảng dạy nhằm giúp sinh viên hiểu rõ hậu quả pháp lý và đạo đức của hành vi vi phạm. Đồng thời, cần ban hành quy định cụ thể, áp dụng chế tài xử phạt nghiêm minh và sử dụng phần mềm kiểm tra đạo văn để kiểm soát vi phạm.

Bên cạnh đó, việc thúc đẩy nghĩa vụ đạo đức của sinh viên thông qua các hoạt động nghiên cứu, thi viết luận sẽ giúp nâng cao ý thức học thuật. Cuối cùng, công nghệ như blockchain có thể hỗ trợ lưu trữ tài liệu minh bạch, hạn chế chia sẻ trái phép. Sự kết hợp giữa giáo dục, pháp luật và công nghệ sẽ góp phần xây dựng môi trường học thuật minh bạch và khuyến khích sáng tạo.

TÀI LIỆU THAM KHẢO:

(1) Darkey, E. M., & Akussah, H. (2008). Academic libraries and copyright issues in Ghana: the University of Ghana in focus. International Journal of Legal Information, 36(3), 432-446.

(2) Masango, C. A. (2007). Perceptions about copyright of digital content and its effects on scholarship: a South African perspective.

(3) Pangilinan, R. R., Yutuc, M. M. T., Nuqui, J. C., Garnica, L. L., & Ayodele, S. (2020). Study on copyright awareness among college students. International Journal of Knowledge Engineering, 6(1), 35-39.

(4) Đỗ, T. Q. (2016). Bảo hộ quyền tác giả trong hoạt động xuất bản ở Việt Nam hiện nay.

(5) Nguyễn, T. L. (2021). Quyền sao chép và trích dẫn tác phẩm trong môi trường giáo dục= Copy the right to copy and quote the work in environmental education.

(6) Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211

(7) Cronan, T. P., & Al-Rafee, S. (2008). Factors that influence the intention to pirate software and media. Journal of business ethics, 78, 527-545.

(8) Gorsuch, R. L., & Ortberg, J. (1983). Moral obligation and attitudes: Their relation to behavioral intentions. Journal of personality and Social Psychology, 44(5), 1025.

(9) Peace, A. G., Galletta, D. F., & Thong, J. Y. (2003). Software piracy in the workplace: A model and empirical test. Journal of Management Information Systems, 20(1), 153-177.

Copyright infringement issue  in Hanoi’s universities

Tran Thi Van Anh¹

Vu Thi Cam Anh²

Vu Yen Nhi²

Lai Van Long²

Nguyen Hoang Duy²

Tran Bao Ngoc²

¹Academy of Journalism and Communication

²Foreign Trade University

Abstract:

This study examines copyright infringement in higher education by analyzing its prevalence and the factors influencing students' intention to infringe at selected universities in Hanoi. Grounded in the Theory of Planned Behavior (TPB) and empirical research, the study develops a testing model based on survey data from 435 students across three major universities: Foreign Trade University, Academy of Journalism and Communication, and University of Commerce. Structural equation modeling (SEM) is employed to analyze the data. The findings reveal that risk perception, ethical obligations, and technological development significantly impact students' behavior, while attitude and subjective norms serve as mediating factors influencing infringement intentions.

Keywords: copyright infringement, college students, TPB model, moral obligation, risk perception, infringement behavior, behavioral control, higher education.

[Tạp chí Công Thương - Các kết quả nghiên cứu khoa học và ứng dụng công nghệ, Số 4 tháng 2 năm 2025]