ThS. Trần Thiên Kỷ

Trường Đại học Ngân hàng TP. Hồ Chí Minh

Email: kytt@hub.edu.vn

Tóm tắt

Bằng phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng, khảo sát nhân viên các ngân hàng, tác giả nghiên cứu ảnh hưởng của phong cách lãnh đạo, văn hóa tổ chức và động lực nội tại đến hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng thông qua chia sẻ tri thức. Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 4 yếu tố: Động lực nội tại; Phong cách lãnh đạo; Văn hóa doanh nghiệp và Chia sẻ tri thức đều ảnh hưởng tới đến Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng. Thông qua đó, tác giả đưa ra một số giải pháp nhằm thúc đẩy hành vi đổi mới sáng tạo của các nhân viên ngân hàng.

Từ khóa: phong cách lãnh đạo, văn hóa tổ chức, đổi mới sáng tạo, nhân viên ngân hàng

Summary

By using qualitative and quantitative research methods and surveying bank employees, the author studies the impact of leadership style, organizational culture, and intrinsic motivation on the innovative behavior of bank employees through knowledge sharing. The research results show 4 factors: Intrinsic motivation; Leadership style; Corporate culture and Knowledge sharing all affect the innovative behavior of bank employees. Through that, the author proposes several solutions to promote the innovative behavior of bank employees.

Keywords: leadership style, organizational culture, innovation, bank employees

GIỚI THIỆU

Trong tổ chức, nhân lực được coi là nguồn lực quan trọng nhất, quyết định đến sự thành công hay thất bại của tổ chức. Họ làm việc cho tổ chức, vì mục tiêu của tổ chức, tổ chức tuyển dụng, đào tạo và sử dụng họ, chi phối hành vi của họ. Khai thác tiềm năng nhân lực là khả năng lớn nhất để nâng cao năng suất lao động và hiệu quả thực hiện công việc (Suryani và cộng sự, 2019). Johnston và Bate (2013) khẳng định, việc tối đa hóa tiềm năng sáng tạo của nhân viên đã trở nên ưu tiên hàng đầu trong mọi tổ chức. Những ý tưởng và sáng kiến mới do nhân viên tạo ra mang lại cho tổ chức lợi thế cạnh tranh thông qua sự khác biệt và nâng cao chất lượng sản phẩm do doanh nghiệp tạo ra.

Với những vấn đề nêu trên, nguồn nhân lực ngành ngân hàng tại Việt Nam hiện nay không thể tránh khỏi những tác động của tình hình trong nước và thế giới, số hóa xuất phát từ những vấn đề kinh tế vĩ mô, như: sự phát triển của thị trường lao động, việc làm, tiền lương, bất bình đẳng xã hội (Anh, 2023). Để giải quyết những tác động của chuyển đổi số đến nguồn nhân lực, một trong những giải pháp tiêu biểu được các nhà nghiên cứu đưa ra là tăng cường hành vi đổi mới sáng tạo cho các nhân viên, tạo tiền đề để xây dựng cạnh tranh, tăng năng suất và tạo ra lợi nhuận cho doanh nghiệp (Mỹ và cộng sự, 2023). Hành vi đổi mới sáng tạo cũng được xem xét nghiêm túc trên bình diện khoa học, từ các nghiên cứu sơ khởi của West and Farr (1989) hay sau này là De Jong và cộng sự (2010), đều có chung kết luận rằng, hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên trong các tổ chức giúp tăng hiệu suất của nhân viên, qua đó tạo ra sự phát triển cho doanh nghiệp.

Từ những lý do trên, tác giả thực hiện nghiên cứu “Ảnh hưởng của phong cách lãnh đạo, văn hóa tổ chức và động lực nội tại đến hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng: Vai trò điều tiết của chia sẻ tri thức”.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết

Kotter (2012) đã nhấn mạnh rằng, lãnh đạo không chỉ là về ảnh hưởng, mà còn là tạo ra sự thay đổi. Lãnh đạo là quá trình tác động đến con người để họ tự nguyện và nhiệt tình đạt được các mục tiêu kế hoạch (Kouzes và Posner, 2017).

Văn hóa tổ chức được đánh giá là năng lực quan trọng nhất của năng lực cơ sở hạ tầng tri thức và là một tài sản giá trị của doanh nghiệp (Gold và cộng sự, 2001). Nhiều nghiên cứu cũng cho thấy, văn hóa tổ chức là một nhân tố then chốt giúp thúc đẩy quá trình quản trị tri thức, qua đó tăng kết quả hoạt động của tổ chức, nâng cao năng suất lao động. Janus (2014) kết luận văn hóa tổ chức và động lực nội tại có mối quan hệ giữa định hướng mục tiêu học tập và khả năng sáng tạo của người lao động trong tổ chức.

Động lực là một khuynh hướng hành vi có mục đích để đạt được những nhu cầu chưa được thỏa mãn (Lindner, 1998).

Nghiên cứu của Ghina (2012) cũng chỉ ra có 4 thành phần, gồm: Làm việc nhóm; Giao tiếp trong tổ chức; Khen thưởng và công nhận; Đào tạo và phát triển. Trong nghiên cứu này, giao tiếp trong tổ chức đã được coi làm một ưu thế định hướng văn hóa tổ chức.

Nghiên cứu của Quỳnh và Hải (2020), Hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên trong các doanh nghiệp đóng vai trò quan trọng trong việc nâng cao tính sáng tạo và năng suất làm việc của nhân viên. Trên cơ sở kế thừa mô hình của Burgess (2005), nghiên cứu thảo luận các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên trong lĩnh vực tài chính - ngân hàng. Kết quả nghiên cứu chỉ ra 6 nhân tố tác động đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên gồm: Đãi ngộ; Rủi ro chia sẻ tri thức; Sự ảnh hưởng; Sự xấu hổ; Lợi ích xã hội và Quy tắc qua lại tác.

Mô hình nghiên cứu

Dựa vào cơ sở lý thuyết nêu trên, tác giả xây dựng mô hình nghiên cứu như Hình.

Hình: Mô hình nghiên cứu

Nguồn: Tác giả đề xuất

Các giả thuyết nghiên cứu được đưa ra như sau:

H1: Phong cách lãnh đạo tác động tích cực đến Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng.

H2: Phong cách lãnh đạo ảnh hưởng tích cực đến Động lực nội tại của nhân viên ngân hàng.

H3: Phong cách lãnh đạo ảnh hưởng tích cực đến Văn hóa tổ chức các ngân hàng thương mại.

H4: Phong cách lãnh đạo ảnh hưởng tích cực đến Hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên ngân hàng thương mại.

H5: Động lực nội tại có ảnh hưởng tích cực đến Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng thương mại.

H6: Động lực nội tại ảnh hưởng tích cực đếnh Hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên ngân hàng.

H7: Văn hóa tổ chức ảnh hưởng tích cực đến Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng thương mại.

H8: Văn hóa tổ chức ảnh hưởng tích cực đến Hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên ngân hàng thương mại.

H9: Chia sẻ tri thức có vai trò điều tiết trong mối quan hệ giữa Phong cách lãnh đạo, Động lực nội tại và vVăn hóa tổ chức đến Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng.

H10: Đặc điểm cá nhân có ảnh hưởng đến Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng thương mại.

Phương pháp nghiên cứu

Tác giả sử dụng phương pháp nghiên cứu định tính và định lượng. Tác giả khảo sát nhân viên ngân hàng đang làm việc tại các ngân hàng thương mại cổ phần tại Việt Nam. Nghiên cứu được thực hiện tại các ngân hàng thương mại cổ phần Việt Nam, gồm: Ngân hàng Ngoại thương Việt Nam (Vietcombank); Ngân hàng Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BIDV); Ngân hàng Công thương Việt Nam (Vietinbank). Thời gian khảo sát từ tháng 6/2024 đến tháng 12/2024 (Bài viết sử dụng cách viết số thập phân theo chuẩn quốc tế).

KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU

Đánh giá độ tin cậy của thang đo

Đánh giá độ tin cậy của các thang đo chính trong nghiên cứu, bao gồm: Phong cách lãnh đạo, Động lực nội tại, Chia sẻ tri thức, Văn hóa tổ chức và Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên. Hệ số Cronbach's Alpha và hệ số tương quan biến tổng được sử dụng để đánh giá tính nhất quán nội tại của các thang đo. Hệ số Cronbach's Alpha = 0.795, cho thấy thang đo Phong cách lãnh đạo (PCLD) có độ tin cậy chấp nhận được. Các biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng từ 0.547 đến 0.622, đảm bảo rằng các biến đều đóng góp vào thang đo. Việc loại bỏ bất kỳ biến nào sẽ làm giảm độ tin cậy của thang đo.

Đối với thang đo Động lực nội tại (DLNT), hệ số Cronbach's Alpha = 0.895, phản ánh độ tin cậy rất cao. Các biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng cao (0.703-0.749), cho thấy sự nhất quán mạnh mẽ và phù hợp để giữ lại toàn bộ các biến trong thang đo.

Hệ số Cronbach's Alpha của thang đo Chia sẻ tri thức (CSTT) = 0.868, đạt mức độ tin cậy tốt. Hệ số tương quan biến tổng dao động từ 0.632 đến 0.700, tất cả đều trên ngưỡng chấp nhận. Điều này khẳng định rằng, các biến đều phù hợp với thang đo và không cần loại bỏ.

Thang đo Văn hóa tổ chức (VHTC) có hệ số Cronbach's Alpha = 0.869, thể hiện độ tin cậy cao. Các hệ số tương quan biến tổng dao động từ 0.631 đến 0.686, cho thấy các biến quan sát đều đóng góp đáng kể vào thang đo.

Cuối cùng, nhóm thang đo Hành vi đổi mới sáng tạo (HVDM) có hệ số Cronbach's Alpha là 0.893, phản ánh độ tin cậy rất cao. Các biến quan sát có hệ số tương quan biến tổng từ 0.624 đến 0.836. Biến HVDM6 có hệ số cao nhất (0.836), cho thấy đóng góp mạnh mẽ vào thang đo.

Có thể thấy, tất cả các thang đo trong nghiên cứu đều đạt độ tin cậy cao (Cronbach's Alpha đều > 0.7). Các biến quan sát trong từng thang đo đều có hệ số tương quan biến tổng trên ngưỡng chấp nhận (0.3), chứng minh rằng chúng phù hợp để đo lường các khái niệm nghiên cứu. Những kết quả này đảm bảo tính nhất quán nội tại của các thang đo, tạo cơ sở vững chắc cho các phân tích tiếp theo (Bảng 1).

Bảng 1: Kết quả đánh giá độ tin cậy của thang đo

Nguồn: Ttính toán của tác giả

Đánh giá giá trị hội tụ của thang đo

Để xác nhận giá trị hội tụ của các thang đo, ta cần phân tích kết hợp Độ tin cậy tổng hợp và Phương sai trích trung bình và Hệ số tải ngoài. Cụ thể như sau:

Độ tin cậy tổng hợp (Composite Reliability - CR): Giá trị CR của tất cả các thang đo đều > 0.7, (CSTT: 0.901, DLNT: 0.92, HVDM: 0.92, PCLD: 0.859, VHTC: 0.901). Điều này cho thấy độ tin cậy của các thang đo là tốt.

Phương sai trích trung bình (Average Variance Extracted - AVE): Giá trị AVE của tất cả các thang đo đều > 0.5, (CSTT: 0.603, DLNT: 0.656, HVDM: 0.659, PCLD: 0.55, VHTC: 0.604). Điều này cho thấy, các biến quan sát trong mỗi thang đo đều giải thích được phần lớn phương sai của cấu trúc tiềm ẩn mà nó đại diện. Ngoại trừ thang đo PCLD (Phong cách lãnh đạo) có AVE hơi thấp (0.55), sát với ngưỡng 0.5, nhưng vẫn chấp nhận được (Bảng 2).

Bảng 2: Kết quả đánh giá độ tin cậy tổng hợp và phương sai trích trung bình

Nguồn: Tính toán của tác giả

Hệ số tải ngoài của tất cả các biến quan sát đều lớn hơn 0.7, ngoại trừ một số biến quan sát của thang đo PCLD (PCLD1: 0.718, PCLD2: 0.712) và HVDM (HVDM2: 0.737). Mặc dù có một vài biến quan sát có hệ số tải ngoài hơi thấp hơn 0.7, nhưng nhìn chung, các biến quan sát đều có mối quan hệ mạnh với cấu trúc tương ứng. Cụ thể như sau:

Chia sẻ tri thức (CSTT): Tất cả các biến quan sát (CSTT1 đến CSTT6) đều có hệ số tải ngoài > 0.7, dao động từ 0.751 đến 0.799. Điều này cho thấy, các biến quan sát đều đo lường tốt cấu trúc"Chia sẻ tri thức".

Động lực nội tại (DLNT): Tất cả các biến quan sát (DLNT1 đến DLNT6) đều có hệ số tải ngoài > 0.7, dao động từ 0.791 đến 0.833. Điều này cho thấy các biến quan sát đều đo lường tốt cấu trúc "Động lực nội tại".

Hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên (HVDM): Hầu hết các biến quan sát đều có hệ số tải ngoài > 0.7, dao động từ 0.737 đến 0.902. Biến HVDM2 có hệ số tải ngoài hơi thấp (0.737), tuy nhiên vẫn chấp nhận được.

Phong cách lãnh đạo (PCLD): Hai biến quan sát PCLD1 (0.718) và PCLD2 (0.712) có hệ số tải ngoài hơi thấp, sát ngưỡng 0.7. Các biến còn lại có hệ số tải ngoài tốt hơn.

Văn hóa tổ chức (VHTC): Tất cả các biến quan sát (VHTC1 đến VHTC6) đều có hệ số tải ngoài > 0.7, dao động từ 0.749 đến 0.799. Điều này cho thấy, các biến quan sát đều đo lường tốt cấu trúc "Văn hóa tổ chức".

Đánh giá giá trị phân biệt của thang đo

Để đánh giá giá trị phân biệt của thang đo, nghiên cứu sử dụng hai tiêu chuẩn Fornell-Larker và HTMT (Heterotrait-Monotrait Ratio).

Tiêu chuẩn Fornell-Larcker đánh giá giá trị phân biệt bằng cách so sánh căn bậc hai của AVE (các giá trị trên đường chéo) với các hệ số tương quan giữa các biến tiềm ẩn: CSTT (0.777) lớn hơn các hệ số tương quan với CSTT (0.334, 0.408, 0.377, 0.419); DLNT (0.810) lớn hơn các hệ số tương quan với DLNT (0.334, 0.382, 0.450, 0.415); HVDM (0.812) lớn hơn các hệ số tương quan với HVDM (0.408, 0.382, 0.419, 0.417); PCLD (0.741) lớn hơn các hệ số tương quan với PCLD (0.377, 0.450, 0.419, 0.540); VHTC (0.777) lớn hơn các hệ số tương quan với VHTC (0.419, 0.415, 0.417, 0.540).

Kết quả cho thấy, căn bậc hai của AVE đều lớn hơn các hệ số tương quan. Điều này chứng tỏ các thang đo đạt giá trị phân biệt theo tiêu chuẩn Fornell-Larcker (Bảng 3).

Bảng 3: Kết quả đánh giá tiêu chuẩn Fornell-Larcker

Nguồn: Tính toán của tác giả

HTMT là phương pháp đánh giá giá trị phân biệt nghiêm ngặt hơn, với ngưỡng chấp nhận < 0.85. Tất cả các giá trị HTMT đều < 0.85, thể hiện các thang đo đạt giá trị phân biệt theo tiêu chuẩn HTMT. Cụ thể như sau: CSTT với các biến khác: 0.377-0.480 < 0.85; DLNT với các biến khác: 0.422-0.533 nhỏ hơn 0.85; HVDM với các biến khác: 0.458-0.494 (< 0.85); PCLD với các biến khác: 0.453-0.649 (< 0.85); VHTC với các biến khác: 0.469-0.649 (< 0.85).

Dựa trên cả 2 tiêu chuẩn Fornell-Larcker và HTMT, có thể khẳng định, các thang đo trong nghiên cứu đạt được giá trị phân biệt. Điều này có nghĩa là mỗi thang đo đo lường một khái niệm riêng biệt và không có sự chồng lấn đáng kể với các thang đo khác.

Đánh giá mô hình phương trình cấu trúc bình phương tối thiểu riêng phần

Tỷ lệ phương sai của biến phụ thuộc được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình. Các giá trị R² trong nghiên cứu dao động từ 0.203 (Động lực nội tại) đến 0.293 (Hành vi đổi mới sáng tạo). Mức R² này được xem là ở mức trung bình, cho thấy mô hình giải thích được một phần đáng kể phương sai của các biến phụ thuộc. Theo Hair và cộng sự (2016), đối với các nghiên cứu về hành vi tổ chức, R² có giá trị 0.2 trở lên là phù hợp. Cụ thể:

Chia sẻ tri thức (CSTT): R² = 0.224, cho thấy các biến độc lập (PCLD, DLNT, VHTC) giải thích được 22.4% phương sai của biến CSTT. Đây là mức thấp nhưng chấp nhận được trong các nghiên cứu về hành vi tổ chức.

Động lực nội tại (DLNT): R² = 0.203, cho thấy các biến độc lập giải thích được 20.3% phương sai của DLNT. Đây cũng là mức thấp, gợi ý rằng có thể có các yếu tố khác ngoài mô hình tác động đến động lực nội tại.

Hành vi đổi mới sáng tạo (HVDM): R² = 0.293, cho thấy các biến độc lập, gồm CSTT, DLNT, VHTC và PCLD, giải thích được 29.3% phương sai của HVDM. Mức này được đánh giá là thấp nhưng phù hợp với các nghiên cứu về hành vi sáng tạo.

Văn hóa tổ chức (VHTC): R² = 0.292, tương tự, cho thấy các biến độc lập giải thích được 29.2% phương sai của VHTC.

Bảng 4: Kết quả đánh giá R² và R² điều chỉnh

Nguồn: Tính toán của tác giả

Bảng 4 đánh giá mức độ ảnh hưởng của từng biến độc lập lên biến phụ thuộc. Giá trị f² từ 0.02 đến 0.15 được xem là ảnh hưởng nhỏ, từ 0.15 đến 0.35 là ảnh hưởng trung bình và trên 0.35 là ảnh hưởng lớn. Trong nghiên cứu này, Văn hóa tổ chức (VHTC) có ảnh hưởng lớn nhất đến Hành vi đổi mới sáng tạo (HVDM) với f² = 0.412. Động lực nội tại (DLNT) có ảnh hưởng trung bình đến HVDM (f² = 0.254). Các biến còn lại có ảnh hưởng nhỏ đến biến phụ thuộc tương ứng. Cụ thể như sau:

Chia sẻ tri thức (CSTT): f² = 0.053 khi tác động đến HVDM, thể hiện mức độ tác động nhỏ.

Động lực nội tại (DLNT): f² = 0.021 khi tác động đến CSTT, thể hiện tác động rất nhỏ. Tuy nhiên, f² = 0.254 khi tác động đến HVDM, là mức độ trung bình.

Hành vi đổi mới sáng tạo (HVDM): Các biến độc lập có f² dao động từ 0.023 đến 0.412, thể hiện các tác động từ nhỏ đến lớn.

Văn hóa tổ chức (VHTC): f² = 0.412 khi tác động đến HVDM, đây là tác động lớn, cho thấy vai trò quan trọng của VHTC trong thúc đẩy hành vi sáng tạo.

Đánh giá khả năng dự đoán của mô hình. Tất cả các giá trị Q² đều dương và trên 0, cho thấy mô hình có khả năng dự đoán chấp nhận được. Cụ thể:

Hành vi đổi mới sáng tạo (HVDM): Q² = 0.187, chứng tỏ mô hình có khả năng dự đoán tốt nhất cho biến này.

Chia sẻ tri thức (CSTT): Q² = 0.132, thể hiện khả năng dự đoán ở mức trung bình.

Động lực nội tại (DLNT): Q² = 0.131, tương tự CSTT, ở mức trung bình.

Văn hóa tổ chức (VHTC): Q² = 0.173, thể hiện khả năng dự đoán khá.

Đánh giá đa cộng tuyến giữa các biến độc lập. Tất cả các giá trị VIF đều < 5, cho thấy không có vấn đề đa cộng tuyến nghiêm trọng trong mô hình.

Mô hình phương trình cấu trúc tuyến tính (PLS-SEM) được sử dụng để kiểm định mối quan hệ giữa các biến độc lập (Phong cách lãnh đạo - PCLD, Động lực nội tại - DLNT, Văn hóa tổ chức - VHTC) và biến phụ thuộc (Hành vi đổi mới sáng tạo - HVDM), với Chia sẻ tri thức (CSTT) đóng vai trò trung gian.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

Kết quả nghiên cứu cho thấy, có 4 yếu tố: Động lực nội tại; Phong cách lãnh đạo; Văn hóa doanh nghiệp và Chia sẻ tri thức đều ảnh hưởng tới đến hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng. Thông qua đó, tác giả đưa ra một số hàm ý nhằm thúc đẩy hành vi đổi mới sáng tạo của các nhân viên ngân hàng. Cụ thể như sau:

Về Động lực nội tại. Nhân viên ngân hàng nên tin tưởng vào đồng nghiệp và lãnh đạo, lập 1 kế hoạch cho cuộc sống, công việc của mình. Bên cạnh đó, để phát triển động lực nội tại, cần tập trung vào việc tìm ra những điều mà chúng ta thực sự đam mê và yêu thích, đặt mục tiêu cụ thể và thực hiện kế hoạch để đạt được chúng. Ngoài ra, có thể tìm kiếm sự hỗ trợ từ gia đình, bạn bè và cộng đồng để giúp duy trì động lực và tiếp tục phát triển bản thân.

Về Phong cách lãnh đạo. Lãnh đạo cần có định hướng rõ ràng để nhân viên được nhìn thấy được tầm nhìn, sứ mệnh, định hướng phát triển của doanh nghiệp qua các buổi họp, buổi tập huấn. Cơ hội để tỏa sáng. Nhân viên cần được đào tạo và phát triển, được học hỏi và phát triển chuyên môn, kỹ năng hơn mỗi ngày ở chính môi trường làm việc của mình, họ sẽ thêm động lực và sự phấn đấu vì mục tiêu chung và chắc chắn cũng không muốn rời đi. Nhân viên cần được công nhận năng lực và khen ngợi.

Về Văn hóa doanh nghiệp. Cần tạo dựng môi trường thuận lợi cho hoạt động kinh doanh hướng tới thị trường. Xây dựng quan niệm khách hàng là trên hết. Bên cạnh đó, hiệp hội ngành nghề hỗ trợ các doanh nghiệp tăng cường nhận thức về văn hóa doanh nghiệp và văn hóa kinh doanh bằng các hoạt động cụ thể như: Tuyên truyền trên các phương tiện thông tin đại chúng; Tổ chức các hội thảo, các chương trình đào tạo…

Về Chia sẻ tri thức. Các ngân hàng cần tạo văn hóa chia sẻ trong tổ chức, xây dựng một môi trường làm việc giúp cho giao tiếp trở nên cởi mở, giúp nhân viên hiểu biết lẫn nhau và xây dựng được mối quan hệ tin cậy. Đồng thời, huấn luyện nhân viên về kỹ năng mềm với những chương trình đào tạo có thể giúp mọi người hiểu được cách truyền đạt thông tin một cách quan trọng, rõ ràng và giúp nhân viên có thể áp dụng ngay vào các tình huống hằng ngày. Bên cạnh đó, cung cấp cơ hội học hỏi lẫn nhau, Nhiều kỹ năng trong công việc có thể được trang bị trong các khóa đào tạo chính thức, nhưng bên cạnh đó cũng có rất nhiều thứ mà nhân viên có thể học được từ việc học tập tại nơi làm việc./.

Tài liệu tham khảo

1. Amabile, T. M. (1996), Creativity and innovation in organizations, Harvard Business School Boston.

2. Ánh, N. T. (2021), Giáo trình Lãnh đạo và Quản lý cấp cơ sở, Nxb Chính trị Quốc gia Sự thật

3. De Jong, J., and Den Hartog, D. (2010), Measuring innovative work behaviour. Creativity and innovation management, 19(1), 23-36.

4. Ghina, A. (2012), The influence of corporate culture on organizational commitment; case study of civil government organizations in Indonesia, International Journal of Basic and Applied Sciences, 1(2), 156-170.

5. Gold, A. H., Malhotra, A., and Segars, A. H. (2001), Knowledge management: An organizational capabilities perspective, Journal of management information systems, 18, 185-214.

6. Janus, K. (2014). The effect of professional culture on intrinsic motivation among physicians in an academic medical center. Journal of Healthcare Management, 59(4), 287-304

7. Johnston, R. E., and Bate, J. D. (2013), The power of strategy innovation: a new way of linking creativity and strategic planning to discover great business opportunities, Amacom.

8. Kouzes, J. M., and Posner, B. Z. (2017), The Leadership Challenge: How to Make Extraordinary Things Happen in Organizations (6th ed.), Wiley.

9. Lindner, J. R. (1998), Understanding employee motivation, Journal of extension, 36(3), 1-8.

10. Mỹ, L. L. T., Huyền, V. M., Ngọc, N. Q., and Trang, Đ. T. (2023), Mối quan hệ giữa quản trị nguồn nhân lực và hành vi đổi mới sáng tạo của nhân viên ngân hàng thương mại, Tạp chí Kinh tế và Phát triển, (307), 73-84.

11. Quỳnh, T. P. và Hải, L. N. (2020), Nhân tố ảnh hưởng đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên lĩnh vực tài chính - ngân hàng, truy cập từ https://tapchitaichinh.vn/ngan-hang/nhan-to-anh-huong-den-hanh-vi-chia-se-tri-thuc-cua-nhan-vien-linh-vuc-tai-chinh-ngan-hang-326657.html.

12. Shalley, C. E., Zhou, J., and Oldham, G. R. (2004), The effects of personal and contextual characteristics on creativity: Where should we go from here?, Journal of management, 30(6), 933-958.

13. Suryani, N. N., Gama, I., and Parwita, G. (2019), The effect of organizational compensation and commitment to organizational citizenship behavior in the cooperative and small, middle enterprises department of Bali province, International Journal of Contemporary Research and Review, 10(1), 21210-21218.