NHỮNG YẾU TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH CHIA SẺ TRI THỨC CHUYÊN MÔN GIỮA CÁC NHÂN VIÊN TRONG DOANH NGHIỆP BẢO HIỂM NHÂN THỌ - Full 10 điểm

Số 301(2) tháng 7/2022 68 CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH CHIA SẺ TRI THỨC CHUYÊN MÔN GIỮA CÁC NHÂN VIÊN TRONG DOANH NGHIỆP BẢO HIỂM NHÂN THỌ Phan Anh Tuấn Khoa Bảo hiểm, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Email: phananhtuan@neu edu vn Mã bài báo: JED-752 Ngày nhận: 4/7/2022 Ngày nhận bản sửa: 23/7/2022 Ngày duyệt đăng: 9/8/2022 Tóm tắt: Nghiên cứu này thực hiện nhằm kiểm định mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đối với Ý định chia sẻ tri thức (Knowledge sharing intention - KI) giữa các nhân viên trong công ty Bảo hiểm nhân thọ trên địa bàn thành phố Hà Nội dựa trên mô hình lý thuyết hành vi hợp lý (TRA) và lý thuyết hành vi hoạch định (TPB) mà Aijen đề xuất Thông qua việc khảo sát 282 nhân viên và các cấp quản lý, dữ liệu thu thập được xử lý bằng phần mềm SPSS 26 Kết quả nghiên cứu cho thấy rằng Ý định chia sẻ tri thức bị tác động bởi 5 nhân tố với mực độ giảm dần: (1) Thái độ, (2) Sự tự tin vào tri thức cá nhân, (3) Chuẩn chủ quan, (4) Kiểm soát hành vi và (5) Cơ chế khen thưởng Qua nghiên cứu này, các doanh nghiệp bảo hiểm có thể có các chính sách phù hợp để thúc đẩy ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên, tạo điều kiện xây dựng đội ngũ nhân sự vững mạnh Từ khóa: Bảo hiểm, ý định, chia sẻ tri thức Mã JEL: G22 The factors affecting the intention of sharing professional knowledge among employees in life insurance companies Abstract: This study is to evaluate the influence of factors on Knowledge Sharing Intention (KI) among employees in life insurance companies in Hanoi, based on the theoretical model of rational behavior (TRA) and the theory of planned behavior (TPB) proposed by Aijen The data was collected through the survey of 282 employees and managers and processed with SPSS 26 software The research results show that the intention of sharing knowledge is affected by five factors with descending levels, namely: (1) Attitude, (2) Confidence in personal knowledge, (3) Subjective norm, (4) Behavioral control, and (5) Reward mechanism Finally, some appropriate policies are proposed for life insurance companies to promote the intention to share professional knowledge among employees, then facilitate building strong human resource Keywords : Insurance, intention, knowledge sharing JEL Code: G22 1 Giới thiệu Tri thức là tài sản quý giá và là nguồn lực quan trọng cho sự phát triển bền vững của doanh nghiệp Chúng tạo ra lợi thế cạnh tranh giúp các doanh nghiệp tồn tại và phát triển trong nền kinh tế thị trường đầy biến động Để đạt được mục tiêu này, người quản lý không chỉ cần biết sử dụng có hiệu quả các nguồn lực hữu hình mà còn phải biết phát triển các nguồn lực vô hình - phát triển nguồn tri thức - để đáp ứng nhu cầu của tổ chức Bảo hiểm nhân thọ là lĩnh vực kinh doanh đặc thù dựa trên rủi ro của khách hàng Tại Việt Nam đang có Số 301(2) tháng 7/2022 69 18 doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ cùng hoạt động Sản phẩm bảo hiểm không có bản quyền và do đó có thể dễ dàng sao chép Vì vậy, các doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ rất cạnh tranh về sản phẩm, đòi hỏi các doanh nghiệp phải khác biệt hóa chất lượng nhân sự của mình để thích nghi với nhu cầu của thị trường Trong số đó, kỹ năng tương tác và kiến thức chuyên môn giữa nhân viên và khách hàng đóng vai trò quan trọng đối với sự thành bại của doanh nghiệp Tuy nhiên, bảo hiểm nhân thọ là một ngành có tỷ lệ chuyển dịch rất cao, nên khi một người giỏi chuyên môn ra đi, họ mang theo kinh nghiệm và chuyên môn thì doanh nghiệp này có khả năng bị phá hủy, đổ v ỡ hoặc bị ảnh hưởng cho đến khi tìm được người thay thế phù hợp Vì vậy, vai trò của nhà quản lý phải là quản lý tri thức như thế nào để các thành viên của tổ chức, đặc biệt là trong giai đoạn đầu, nhận được sự khích lệ cần thiết để hình thành văn hóa chia sẻ tri thức, chuyển giao tri thức và hiểu biết, hình thành tài sản chung cho doanh nghiệp Chia sẻ tri thức là giao tiếp hữu ích song nó không hề dễ dàng trong doanh nghiệp, bởi các nhân viên thường e ngại trong việc đem những kinh nghiệm, hiểu biết của mình truyền đạt cho người khác Các nhân viên sẽ cảm thấy công việc của họ bị đe dọa nếu họ chia sẻ tất cả những thứ họ biết cho đồng nghiệp, từ đó dẫn tới xu hướng đề phòng, không muốn hợp tác trong các hoạt động chia sẻ tri thức với tâm lý “bạn biết càng nhiều, bạn càng quan trọng” Chính vì vậy, vai trò của nhà quản lý trong trường hợp này là phải tạo được môi trường khuyến khích các nhân viên chia sẻ tri thức đóng góp vào nguồn lực nội bộ của doanh nghiệp Thách thức thứ hai đến từ việc mọi người sẵn sàng chia sẻ tri thức của mình nhưng rất khó để biến những tri thức cá nhân thành tri thức của tổ chức Theo Nonaka & Takeuchi (1995), để tri thức cá nhân có thể trở thành tri thức của tổ chức phải thông qua một quá trình biến đổi phức tạp Mục đích của bài nghiên cứu là xác định có những nhân tố nào ảnh hưởng tích cực và những nhân tố nào đang làm hạn chế đến ý định chia sẻ tri thức của các nhân viên trong một doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ ở Việt Nam Từ đó giúp các nhà quản lý có những biện pháp phát huy được sự chia sẻ tri thức, kinh nghiệm giữa các nhân viên trong doanh nghiệp với nhau, hướng tới nâng cao chất lượng nguồn nhân lực trong doanh nghiệp 2 Cơ sở lý thuyết và mô hình nghiên cứu 2 1 L ý thuyết về chia sẻ tri thức Chia sẻ tri thức là sự tương tác giữa các cá nhân khác nhau ở các cấp độ khác nhau trong một tổ chức hoặc giữa các cá nhân với một nhóm người Theo Hooff & Ridder (2004), Foss & cộng sự (2009), quá trình này giả định rằng phải có ít nhất sự tham gia của hai bên: một bên truyền đạt và chia sẻ tri thức và bên còn lại tiếp thu tri thức Chủ sở hữu tri thức bắt đầu quá trình chia sẻ tri thức một cách có ý thức hoặc vô thức thông qua các hoạt động cụ thể; người thu nhận tri thức thực hiện các hành động tiếp nhận chủ quan Nếu không có sự tham gia vào quá trình chia sẻ của những người thu nhận tri thức thì rất khó xác định liệu tri thức đã được chia sẻ hay chưa Theo Gupta & Govindarajan (2000), chia sẻ kiến thức là “một quá trình liên quan đến việc chuyển giao hoặc phổ biến kiến thức từ người này, nhóm hoặc tổ chức sang người khác” Chia sẻ kiến thức là hành vi trao đổi kiến thức (kỹ năng, kinh nghiệm và hiểu biết) giữa các cá nhân trong tổ chức, bao gồm cả kiến thức ẩn và tường minh Vì vậy, để sáng tạo tri thức mới một cách hiệu quả, theo Gagné & Deci (2005), mỗi cá nhân tham gia cần thực hiện cả hai vai trò cho và nhận tri thức Chia sẻ tri thức đóng một vai trò vô cùng cần thiết, bởi nó “tạo ra mối liên kết giữa các cá nhân thông qua việc chia sẻ tri thức từ cấp độ cá nhân sang cấp độ tổ chức, từ đó chuyển đổi thành giá trị kinh tế và tạo năng lực cạnh tranh cho tổ chức” (Hendriks, 1999) Theo Cohen & Lenvinthal (1990), sự chia sẻ tri thức giữa các cá nhân với nhau làm phong phú nguồn tri thức của tổ chức, từ đó tăng khả năng cạnh tranh của tổ chức với các tổ chức khác Boland & Tenkasi (1995) cũng có ý kiến tương tự và cho rằng lợi thế cạnh tranh và thành công của một tổ chức là kết quả làm việc chung và cộng tác tri thức của các cá nhân Theo tác giả này, việc tạo ra cơ sở hiểu biết của một tổ chức đòi hỏi phải có “một quá trình phối hợp với nhau để đánh giá, và kết hợp với tri thức cá nhân đặc biệt của người khác trong tổ chức” Chia sẻ tri thức giúp cho tổ chức đạt được thành công bền vững (Davenport & Prusak, 1998), giúp kết nối nhân viên với tổ chức, nâng cao năng suất và hiệu suất làm việc nhóm (Cheng & Li, 2011) 2 2 Cơ sở lý thuyết về ý định của hành vi Lý thuyết hành vi hoạch định (The theory of planning behaviour - TPB) được Ajzen nghiên cứu phát triển Số 301(2) tháng 7/2022 70 và công bố vào năm 1991 dựa trên nền tảng của lý thuyết hành vi hợp lý (TRA) Nếu như mô hình TRA chỉ đề cập tới 2 nhân tố tác động tới ý định thực hiện hành vi của con người là thái độ và chuẩn mực chủ quan mà ít chú trọng vào hành vi kiểm soát cá nhân thì mô hình TPB đã khắc phục điều này bằng cách bổ sung vào mô hình yếu tố thứ 3: Nhận thức kiểm soát hành vi (Percived behavioral control) Lý thuyết hành vi hợp lý chỉ được sử dụng cho các hành vi dưới sự kiểm soát của một người, trong khi đó lý thuyết hành vi có kế hoạch xem xét sự kiểm soát hành vi do người đó nhận thức được như một biến số; do vậy sẽ giúp dự đoán hành vi với độ chính xác cao hơn (Aizen,1991) Theo đó, ý định hành vi sẽ bị tác động bởi 3 yếu tố: (1) Thái độ (Attitude toward behavior - AB): Đầu tiên, thái độ chỉ cảm giác của một cá nhân là thiện chí hoặc không thiện chí về các kết quả của hành vi cụ thể (Ajzen, 1991) Các yếu tố quyết định thái độ hành vi (AB) là kết quả của niềm tin kết quả, đây là những giá trị dự kiến phát sinh từ hành động Ajzen và Fishbein cho rằng những suy nghĩ không sẵn sàng nảy sinh trong tâm trí của một người thì không có khả năng ảnh hưởng đến hành vi Vì vậy, một khía cạnh đặc biệt của phương pháp tiếp cận việc đo lường thái độ đối với hành vi theo Fishbein là những suy nghĩ về kết quả tích cực hay tiêu cực mà người ta có thể suy nghĩ ngay khi có ý định thực hiện một hành vi nào đó (2) Chuẩn chủ quan (Subjective norm - SN): Nó liên quan đến niềm tin của một người về việc liệu các đồng nghiệp và những người quan trọng của họ tán thành hay không tán thành hành vi đó Tức là ý kiến của những người xung quanh đại diện cho áp lực mà cá nhân cảm nhận có tác động quan trọng về việc chấp nhận hay không chấp nhận về việc thực hiện hành vi (Ajzen, 1991) Chuẩn chủ quan được đo lường bởi các niềm tin chung về sự tham khảo bao gồm tính khả thi của những người tham khảo nắm giữ niềm tin chung và động lực của người thực hiện hành động để phù hợp với cảm nhận của người tham khảo (3) Nhận thức kiểm soát hành vi (Perceived behavioral control - PBC): là nhận thức của cá nhân về việc dễ dàng hay khó khăn khi thực hiện hành vi mong muốn, điều này phụ thuộc vào sự sẵn có của các nguồn lực và các cơ hội để thực hiện hành vi Yếu tố này được Ajzen bổ sung để giải thích cho trường hợp khi cá nhân thiếu một số điều kiện cần thiết để thực hiện kế hoạch hành động của mình Biến mới nhất được đưa vào sau, nhận thức kiểm soát (PBC) đại diện cho niềm tin nhận thức về khả năng dễ dàng hay khó khăn để thực hiện một hành vi PBC được đo bằng niềm tin về việc kiểm soát thông qua khai thác các yếu tố tạo điều kiện thuận lợi hoặc ức chế (cả hai bên - khả năng, kỹ năng, sự tự tin và các yếu tố bên ngoài - sự sẵn có của nguồn lực cần thiết, cơ hội điều kiện) và sức mạnh nhận thức của từng yếu tố kiểm soát Hình 1: Mô hình hành vi có kế h oạch - TPB của Aizen (1991) 2 3 Mô hình nghiên c ứ u và các gi ả thuy ế t Từ cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trước, kế thừa l ý thuyết hành vi có hoạch định TPB của Aijen (1991) tác giả đề xuất mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến ý địnhchia sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên trong lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ bao gồm 5 yếu tố: T hái độ đối với chia sẻ tri thức, Chuẩn chủ quan đối với chia sẻ tri thức, Kiểm soát hành vi chia sẻ tri th ức, Cơ chế khen thưởng và Sự tự tin vào tri thức cá nhân Hình 2: Mô hình nghiên cứu đề xuất Thái độ đối với chia sẻ tri thức Chuẩn chủ quan đối với chia sẻ tri thức H1 Thái độ Chuẩn chủ quan Nhận thức kiểm soát hành vi Xu hướng hành vi Hành vi thực sự 2 3 Mô hình nghiên cứu và các giả thuyết Từ cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trước, kế thừa lý thuyết hành vi có hoạch định TPB của Aijen (1991) tác giả đề xuất mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên trong lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ bao gồm 5 yếu tố: Thái độ đối với chia sẻ tri thức, Chuẩn chủ quan đối với chia sẻ tri thức, Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức, Cơ chế khen thưởng và Sự tự tin vào tri thức cá nhân Theo Ajzen & Fishbein (1980), thái độ là một trong những yếu tố ảnh hưởng đến hành vi Thái độ được định nghĩa là sự sẵn sàng tinh thần có được từ kinh nghiệm, tạo ra ảnh hưởng trực tiếp đến phản ứng của một cá nhân đối với các đối tượng hay tình huống mà người đó tiếp xúc Một người khi tin rằng việc chia sẻ nhất định sẽ dẫn đến kết quả khả quan, mang lại giá trị cho người khác, thì người đó sẽ có thái độ tích cực thực hiện việc chia sẻ và ngược lại Số 301(2) tháng 7/2022 71 Giả thuyết H1: Thái độ đối với chia sẻ tri thức có tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Chuẩn chủ quan được hiểu là nhận thức của một người về việc liệu những người quan trọng đối với họ có nghĩ rằng hành vi đó nên được thực hiện hay không (Aijen & Fishbein, 1980; Pavlou & Fygenson, 2006) Chuẩn chủ quan phản ánh nhận thức về việc liệu hành vi có được chấp nhận, khuyến khích và thực hiện bởi vòng ảnh hưởng của người tham gia hay không Theo Karahanna & Straub (1999), các chuẩn mực chủ quan có thể thông qua các ảnh hưởng mang tính chuẩn mực và thông tin, làm giảm sự không chắc chắn về việc sử dụng một hệ thống có phù hợp hay không Giả thuyết H2: Chuẩn chủ quan có tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Kiểm soát hành vi có nhận thức thể hiện mức độ một cá nhân cảm nhận về khả năng thực hiện một hành vi nào đó, liên quan đến nhận thức về mức độ dễ hay khó khi thực hiện hành vi Yếu tố kiểm soát có thể là bên trong (Kỹ năng, kiến thức) hoặc bên ngoài (thời gian, cơ hội) (Ajzen, 1991) Chúng ta có xu hướng thực Bảng 1: Thang đo hoàn chỉnh Thang đo Thái độ Ký hiệu Tôi rất vui khi chia sẻ tri thức chuyên môn của mình đến các đồng nghiệp TD1 Tôi cảm thấy chia sẻ kinh nghiệm cá nhân với đồng nghiệp là việ c làm đúng TD2 Tôi luôn quan tâm đến các buổi chia sẻ kiến thức chuyên môn của công ty TD3 Tôi tiếp thu và học hỏi được nhiều điều về chuyên môn từ những đồng nghiệp của mình TD4 Tôi thấy không nên chia sẻ những kinh nghiệm cá nhân của mình v ới người khác TD5 Thang đo Chuẩn chủ quan Lãnh đạo công ty luôn khuyến khích nhân viên chia sẻ tri thức chuyên môn với nhau CQ1 Lãnh đạo công ty luôn tạo mọi điều kiện, cơ hội để nhân viên chia sẻ tri thức chuyên môn với nhau CQ2 Lãnh đạo công ty rất tích cực tổ chức các buổi hoạt động chia sẻ kiến thức chuyên môn và kinh nghiệm cá nhân CQ3 Lãnh đạo công ty luôn tôn trọng và ghi nhận những đóng góp của nhân viên khi tham gia chia sẻ tri thức chuyên môn với đồng nghiệp CQ4 Các đồng nghiệp của tôi cũng thường xuyên chia sẻ tri thức chuy ên môn cho nhau CQ5 Thang đo Kiểm soát hành vi Tôi có thể chia sẻ tri thức chuyên môn và kinh nghiệm cho các đồng nghiệp bất cứ lúc KS1 Từ cơ sở lý thuyết và tổng quan các nghiên cứu trước, kế thừa l ý thuyết hành vi có hoạch định TPB của Aijen (1991) tác giả đề xuất mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến ý địnhchia sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên trong lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ bao gồm 5 yếu tố: T hái độ đối với chia sẻ tri thức, Chuẩn chủ quan đối với chia sẻ tri thức, Kiểm soát hành vi chia sẻ tri th ức, Cơ chế khen thưởng và Sự tự tin vào tri thức cá nhân Hình 2: Mô hình nghiên cứu đề xuất Ngu ồ n: Nghiên c ứ u đề xu ấ t Theo Ajzen & Fishbein (1980), thái độ là một trong những yếu tốảnh hưởng đến hành vi Thái độ được định nghĩa là sự sẵn sàng tinh thần có được từ kinh nghiệm, tạo ra ả nh hưởng trực tiếp đến phản ứng của một cá nhân đối với các đối tượng hay tình huống mà người đó tiếp xúc Mộtngười khi tin rằng việc chia sẻ nhất định sẽ dẫn đến kết quả khả quan, mang lại giá trị cho người khác, thìngười đó sẽ có thái độ tích cực thực hiện việc chia sẻ và ngược lại Gi ả thuy ế t H1: Thái độ đố i v ớ i chia s ẻ tri th ứ c có tác độ ng tích c ự c đế n Ý đị nh chia s ẻ tri th ứ c Chuẩn chủ quan được hiểu là nhận thức của một người về việc liệ u những người quan trọng đối với họ có nghĩ rằng hành vi đó nên được thực hiện hay không (Aijen & Fishbein,1980; Pavlou & Fygenson, 2006) Chuẩn chủ quan phản ánh nhận thức về việc liệu hành vi có được chấp n hận, khuyến khích và thực hiện bởi vòng ảnh hưởng của người tham gia hay không Theo Karahanna & Straub (19 99), các chuẩn mực chủ quan có thể thông qua các ảnh hưởng mang tính chuẩn mực và thông tin, làm giảm sựkhông chắc chắn về việc sử dụng một hệ thống có phù hợp hay không Gi ả thuy ế t H2: Chu ẩ n ch ủ quan có tác độ ng tích c ự c đế n Ý đị nh chia s ẻ tri th ứ c Kiểm soát hành vi có nhận thức thể hiện mức độ một cá nhân cảmnhận về khả năng thực hiện một hành vi nào đó, liên quan đến nhận thức về mức độ dễ hay khó khi thực hiệnhành vi Yếu tố kiểm soát có thể là bên trong Thái độ đối với chia sẻ tri thức Chuẩn chủ quan đối với chia sẻ tri thức H1 H2 Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức H3 Cơ chế khen thưởng H4 Biến nhân khẩu học H5 Sự tự tin vào tri thức cá nhân Gi ớ i tính, Độ tu ổ i,V ị trí công vi ệ c, Kinh nghi ệ m, Công ty làm vi ệ c Ý định chia sẻ tri thức Số 301(2) tháng 7/2022 72 hiện những hành vi trong tầm kiểm soát, và ngược lại, khi không có khả năng kiểm soát hành vi thì việc thực hiện hành vi giảm xuống (Ajzen & Fishbein, 1980) Giả thuyết H3: Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Theo Syed-Ikhsan & Rowland (2004), nhân viên cần có động lực để chia sẻ kiến thức và khen thưởng chính là một trong những động lực có tác động tích cực tới ý định chia sẻ tri thức Việc tổ chức có một cơ chế khen thưởng hiệu quả có thể thúc đẩy việc chia sẻ tri thức giữa các đồng nghiệp với nhau nhằm nâng cao hiệu quả công việc và giúp mọi người cùng phát triển Những phần thưởng như vậy phải dựa trên thành tích của Lãnh đạo công ty luôn khuyến khích nhân viên chia sẻ tri thức chuyên môn với nhau CQ1 Lãnh đạo công ty luôn tạo mọi điều kiện, cơ hội để nhân viên chia sẻ tri thức chuyên môn với nhau CQ2 Lãnh đạo công ty rất tích cực tổ chức các buổi hoạt động chia sẻ kiến thức chuyên môn và kinh nghiệm cá nhân CQ3 Lãnh đạo công ty luôn tôn trọng và ghi nhận những đóng góp của nhân viên khi tham gia chia sẻ tri thức chuyên môn với đồng nghiệp CQ4 Các đồng nghiệp của tôi cũng thường xuyên chia sẻ tri thức chuy ên môn cho nhau CQ5 Thang đo Kiểm soát hành vi Tôi có thể chia sẻ tri thức chuyên môn và kinh nghiệm cho các đồng nghiệp bất cứ lúc nào KS1 Tôi có thể chia sẻ tri thức chuyên môn khi các đồng nghiệp mong muốn KS2 Tôi có thể quyết định việc chia sẻ tri thức của bản thân mà không phụ thuộc vào bất cứ ai KS3 Thang đo Cơ chế khen thưởng Tôi sẽ được khen thưởng khi chia sẻ tri thức chuyên môn và kinh nghiệm của tôi với đồng nghiệp KT1 Tôi được ghi nhận và có cơ hội thăng tiến nếu tích cực chia sẻ tri thức chuyên môn của mình với các đồng nghiệp KT2 Tôi nhận được sự tôn trọng từ các đồng nghiệp vì đã chia sẻ tri thức chuyên môn của mình KT3 Tôi luôn nhận được sự quan tâm từ lãnh đạo khi tôi trao đổi ý tưởng, tri thức chuyên môn của mình với các đồng nghiệp KT4 Tôi có thể được nhận một mức lương cao hơn khi chia sẻ tri thức chuyên môn với đồng nghiệp KT5 Thang đo Sự tự tin vào tri thức Tôi được đào tạo bài bản về các kiến thức bảo hiểm tại trường đại học TT1 Tôi được công ty đào tạo về kiến thức và các kỹ năng trong bảo hiểm nhân thọ TT2 Tôi có kiến thức vững chắc về bảo hiểm cơ bản và bảo hiểm chuyên sâu TT3 Tôi thường xuyên tự học và tìm hiểu về bảo hiểm nhân thọ TT4 Thang đo Ý định chia sẻ tri thức Tôi sẽ chia sẻ kinh nghiệm làm việc cá nhân với các đồng nghiệp thường xuyên trong tương lai YD1 Tôi sẽ luôn sẵn sàng chia sẻ tri thức chuyên môn với các đồng nghiệp YD2 Tôi sẽ chia sẻ tri thức chuyên môn có được từ bên ngoài tổ chức tới các đồng nghiệp YD3 Tôi sẽ chia sẻ tài liệu và tri thức chuyên môn từ khóa đào tạo mà tôi tham gia với các đồng nghiệp YD4 Tôi sẽ chia sẻ ý tưởng và suy nghĩ với các đồng nghiệp để quá trình làm việc hiệu quả và tốt hơn YD5 Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p c ủ a nghiên c ứ u Nghiên cứu định lượng: Theo Hair & cộng sự (1998), để có thể ph ân tích nhân tố khám phá (EFA) khảo sát cần tối thiểu số lượng mẫu bằng 5 lần số biến quan sát trong th ang đo Theo Tabachnick & Fidell (2007), để đạt kết quả tốt nhất khi phân tích hồi quy, kích thước mẫu nghi ên cứu cần đảm bảo theo công thức: N>=8m + 50 (N là số lượng mẫu, m là số biến độc lập) Do đó, nghiên cứutiến hành thu thập từ 300 phiếu khảo sát trực tiếp và trực tuyến các nhân viên đang làm việc tại các công tybảo hiểm nhân thọ và nghiên cứu nhận về được 282 phiếu hợp lệ Quá trình phân tích dữ liệu nghiên cứu sử dụng SPSS 26 với cáckỹ thuật: Cronbach’s alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm kiểm định độ tin cậy của các thang đo; phântích hồi qui bội nhằm kiểm định mô hình, Số 301(2) tháng 7/2022 73 nhóm hơn là thành tích cá nhân (Goh, 2002) Các khoản thưởng bằng tiền có tác động trực tiếp đến động cơ chia sẻ tri thức, song hình thức này có thể mang lại chất lượng chia sẻ tri thức không cao (Kugel & Schostek, 2004) Giả thuyết H4: Cơ chế khen thưởng tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Tự tin vào tri thức thể hiện sự chắc chắn và tin tưởng của một cá nhân vào năng lực của bản thân (Gecas, 1971) Để đi đến hành vi chia sẻ tri thức thì trước tiên người chia sẻ phải tự tin vào tri thức mình có hoặc họ tin tưởng rằng việc chia sẻ là thành công, là hữu ích Tin tưởng như là trái tim của sự trao đổi tri thức (Davenport & Prusak, 1998) và nếu mức độ tin tưởng càng tăng thì hành vi chia sẻ tri thức cũng tăng theo (Anderson & Narus, 1990) Giả thuyết H5: Sự tự tin vào tri thức tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức 3 Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu định tính thông qua thảo luận nhóm trực tiếp với 2 giám đốc vùng của công ty bảo hiểm nhân thọ Manulife nhằm xác định các yếu tố ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức, xây dựng và điều chỉnh thang đo để phù hợp với nội dung nghiên cứu từ đó xây dựng bảng câu hỏi khảo sát tốt nhất Bảng 2: Kết quả kiểm định Cronbach’s Alpha STT Nhóm nhân tố Số biến quan sát Hệ số Cronbach’s Alpha 1 Thái độ đối với chia sẻ tri thức 4 0,843 2 Chuẩn chủ quan đối với chia sẻ tri thức 5 0,879 3 Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức 3 0,683 4 Hệ thống khen thưởng 5 0,768 5 Sự tự tin vào tri thức cá nhân 2 0,656 6 Ý định chia sẻ tri thức 5 0,869 Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 4 2 Phân tích nhân t ố khám phá EFA Kết quả EFA của các biến độc lập và biến phụ thuộc bằng phươngpháp rút trích Principal & phép quay Varimax cho thấy: Kết quả EFA các biến độc lập: hệ số KMO là 0,871 > 0,5, giá trịSig là 0,000 < 0,05 nên các biến quan sát được sử dụng có tương quan tuyến tính với nhau trong cùng một nhân t ố Các giá trị Eigenvalues đều > 1 và độ biến thiên được giải thích tích lũy là 67,759% thể hiện 5 nhóm nhân tố nêu trên giải thích được 67,759% biến thiên của 18 biến quan sát (Sau khi loại biến KT4 của Hệ thống khen t hưởng) Kết quả EFA biến phụ thuộc: giá trị Sig = 0,000 và chỉ số KMO = 0,850 > 0,5 đều đáp ứng được yêu cầu Giá trị Eigenvalue = 3,289, phương sai trích của các biến phụ thuộc bằng 65,784% > 50% thể hiện sự biến thiên của các dữ liệu ban đầu Như vậy, kết quả cho thấy các thang đo được lựa chọn cho các bi ến trong mô hình đều đảm bảo yêu cầu, các biến đều có tính hội tụ, phù hợp để sử dụng phân tích trong cácphần tiếp theo 4 3 Phân tích t ươ ng quan Pearson Kết quả kiểm tra hệ số tương quan cho thấy các biến độc lập đềucó sự tương quan khá chặt chẽ với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 1% nên các hệ số tương quan có ý nghĩa thốn g kê và đều đủ điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy 4 4 Phân tích h ồ i quy Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến biểu diễn mối quan hệ c ủa 05 nhân tố ảnh hưởng tới ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên làm việc tại các công ty bảohiểm nhân thọ có dạng như sau: YD = β 0 + β 1 TD + β 2 CQ + β 3 KS + β 4 KT + β 5 TT Trong đó: - YD: là biến phụ thuộc, thể hiện giá trị dự đoán về ý định chi a sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên thuộc lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ - Các hệ số β0, β1, β2, β3, β4, β5: là các hệ số hồi quy của mô hình Nghiên cứu định lượng: Theo Hair & cộng sự (1998), để có thể phân tích nhân tố khám phá (EFA) khảo sát cần tối thiểu số lượng mẫu bằng 5 lần số biến quan sát trong thang đo Theo Tabachnick & Fidell (2007), để đạt kết quả tốt nhất khi phân tích hồi quy, kích thước mẫu nghiên cứu cần đảm bảo theo công thức: N>=8m + 50 (N là số lượng mẫu, m là số biến độc lập) Do đó, nghiên cứu tiến hành thu thập từ 300 phiếu khảo sát trực tiếp và trực tuyến các nhân viên đang làm việc tại các công ty bảo hiểm nhân thọ và nghiên cứu nhận về được 282 phiếu hợp lệ Quá trình phân tích dữ liệu nghiên cứu sử dụng SPSS 26 với các kỹ thuật: Cronbach’s alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm kiểm định độ tin cậy của các thang đo; phân tích hồi qui bội nhằm kiểm định mô hình, các giả thuyết nghiên cứu và định vị tầm quan trọng của các yếu tố ảnh hưởng, phân tích ANOVA/t-Test để kiểm định sự khác biệt giữa các nhóm biến nhân khẩu học 4 Kết quả nghiên cứu và thảo luận Để có được thông tin về các nhân tố tác động tới ý định chia sẻ tri thức chuyên môn của các nhân viên thuộc lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ, sau khi thiết kế bảng hỏi với 6 câu hỏi, nghiên cứu đã phát ra 300 phiếu điều tra, trong đó có 150 phiếu trực tiếp và 150 phiếu khảo sát trực tuyến Tổng số phiếu thu về là 300 phiếu, trong đó tổng số phiếu hợp lệ là 282 phiếu, tương đương đạt 94%; 18 phiếu không hợp lệ do các câu trả lời không đồng nhất với nội dung câu hỏi 4 1 Kiểm định độ tin cậy của thang đo Hệ số Cronbach’s Alpha được sử dụng để loại các biến không phù hợp Sau khi loại biến TD5 của nhân tố Thái độ đối với chia sẻ tri thức; hai biến TT1, TT2 của nhân tố Sự tự tin vào tri thức cá nhân do các biến này có hệ số tương quan biến - tổng < 0,3, thì các biến còn lại đều được chấp nhận vì có hệ số tin cậy > 0,6 và hệ số tương quan biến - tổng > 0,3 nên các thang đo đã đạt được tin cậy, tiếp tục sử dụng để phân tích 4 2 Phân tích nhân tố khám phá EFA Kết quả EFA của các biến độc lập và biến phụ thuộc bằng phương pháp rút trích Principal & phép quay Varimax cho thấy: Số 301(2) tháng 7/2022 74 Kết quả EFA các biến độc lập: hệ số KMO là 0,871 > 0,5, giá trị Sig là 0,000 < 0,05 nên các biến quan sát được sử dụng có tương quan tuyến tính với nhau trong cùng một nhân tố Các giá trị Eigenvalues đều > 1 và độ biến thiên được giải thích tích lũy là 67,759% thể hiện 5 nhóm nhân tố nêu trên giải thích được 67,759% Bảng 3: Bảng thống kê mô tả các biến Descriptive Statistics N Mean Std Deviation Variance YD TD CQ KS KT TT Valid N (listwise) 282 282 282 282 282 282 282 4,2071 4,4512 4,3128 4,0177 3,5697 4,2163 ,51285 ,52734 ,53747 ,69033 ,74725 ,48069 ,263 ,278 ,289 ,477 ,558 ,231 Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Kết quả từ bảng thống kê mô tả các biến cho ta thấy tất cả cácbiến độc lập TD, CQ, KS, TT đều có giá tị trung bình (Mean) lớn hơn 4, giá trị trung bình của biến KT là 3,5697 ; biến phụ thuộc YD có giá trị trung bình Mean bằng 4,2071 Độ lệch chuẩn của các biến độc lập đều nhỏ hơn 1,thấp nhất là biến TT là 0,231 và cao nhất là biến KT là 0,558 Như vậy, có thể nói các mục hỏi đa số đều nhậ n được nhiều sự đánh giá “đồng ý” từ người khảo sát Bảng 4: Kết quả phân tích hồi quy Biến Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig Đa cộng tuyến B Std Error Beta Độ chấp nhận VIF Constant ,884 ,253 3,495 ,001 TD ,233 ,058 ,240 4,024 ,000 ,608 1,645 CQ ,162 ,058 ,170 2,811 ,005 ,591 1,691 KS ,104 ,042 ,140 2,493 ,013 ,682 1,467 KT ,078 ,036 ,114 2,194 ,029 ,804 1,244 TT ,211 ,059 ,198 3,545 ,000 ,696 1,436 Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Từ Bảng 4, ta có mô hình các nhân tố tác động đến ý định chia s ẻ tri thức chuyên môn giữa các lao động trong lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ giữa các nhân viên như sa u: YD= 0,884+ 0,233TD + 0,211TT + 0,162CQ + 0,104KS+ 0,078KT Kết quả cho thấy R Square là 0,404 có nghĩa là các biến độc lậptrong mô hình có thể giải thích được 40,4% cho sự biến động của biến phụ thuộc “Ý định chia sẻ tri thức” Mức độ ảnh hưởng này tuy không quá rõ rệt nhưng với một mẫu quan sát đủ lớn (N = 282) thì có thể chấp nhận được, có đủ cơ sở để khẳng định sự tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Mô hình không có hiện tượng tự tương quan do hệ số Durbin-Watso n thu được là 1,891 nằm trong khoảng 1 - 3 Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của từng nhân tố có giá trị< 10 chứng tỏ mô hình hồi quy tuyến tính bội không có hiện tượng đa cộng tuyến Dựa vào bảng Hệ số hồi quy của mô hình, ta thấy hệ số Sig của c ác biến độc lập TD, CQ, TT trong mô hình nhỏ hơn 0,01 nên các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê ở mứcý nghĩa 1% Biến KS, KT có tỷ lệ Sig < 0,05 nên các biến này có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% Mức độ tác động của 5 yếu tố được xếp thứ tự giảm dần lần lượtlà (1) TD (β chuẩn hóa bằng 0,24), (2) TT (β biến thiên của 18 biến quan sát (Sau khi loại biến KT4 của Hệ thống khen thưởng) Kết quả EFA biến phụ thuộc: giá trị Sig = 0,000 và chỉ số KMO = 0,850 > 0,5 đều đáp ứng được yêu cầu Giá trị Eigenvalue = 3,289, phương sai trích của các biến phụ thuộc bằng 65,784% > 50% thể hiện sự biến thiên của các dữ liệu ban đầu Như vậy, kết quả cho thấy các thang đo được lựa chọn cho các biến trong mô hình đều đảm bảo yêu cầu, Bảng 3: Bảng thống kê mô tả các biến Descriptive Statistics N Mean Std Deviation Variance YD TD CQ KS KT TT Valid N (listwise) 282 282 282 282 282 282 282 4,2071 4,4512 4,3128 4,0177 3,5697 4,2163 ,51285 ,52734 ,53747 ,69033 ,74725 ,48069 ,263 ,278 ,289 ,477 ,558 ,231 Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Kết quả từ bảng thống kê mô tả các biến cho ta thấy tất cả cácbiến độc lập TD, CQ, KS, TT đều có giá tị trung bình (Mean) lớn hơn 4, giá trị trung bình của biến KT là 3,5697 ; biến phụ thuộc YD có giá trị trung bình Mean bằng 4,2071 Độ lệch chuẩn của các biến độc lập đều nhỏ hơn 1,thấp nhất là biến TT là 0,231 và cao nhất là biến KT là 0,558 Như vậy, có thể nói các mục hỏi đa số đều nhậ n được nhiều sự đánh giá “đồng ý” từ người khảo sát Bảng 4: Kết quả phân tích hồi quy Biến Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số chuẩn hóa t Sig Đa cộng tuyến B Std Error Beta Độ chấp nhận VIF Constant ,884 ,253 3,495 ,001 TD ,233 ,058 ,240 4,024 ,000 ,608 1,645 CQ ,162 ,058 ,170 2,811 ,005 ,591 1,691 KS ,104 ,042 ,140 2,493 ,013 ,682 1,467 KT ,078 ,036 ,114 2,194 ,029 ,804 1,244 TT ,211 ,059 ,198 3,545 ,000 ,696 1,436 Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Từ Bảng 4, ta có mô hình các nhân tố tác động đến ý định chia s ẻ tri thức chuyên môn giữa các lao động trong lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ giữa các nhân viên như sa u: YD= 0,884+ 0,233TD + 0,211TT + 0,162CQ + 0,104KS+ 0,078KT Kết quả cho thấy R Square là 0,404 có nghĩa là các biến độc lậptrong mô hình có thể giải thích được 40,4% cho sự biến động của biến phụ thuộc “Ý định chia sẻ tri thức” Mức độ ảnh hưởng này tuy không quá rõ rệt nhưng với một mẫu quan sát đủ lớn (N = 282) thì có thể chấp nhận được, có đủ cơ sở để khẳng định sự tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Mô hình không có hiện tượng tự tương quan do hệ số Durbin-Watso n thu được là 1,891 nằm trong khoảng 1 - 3 Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của từng nhân tố có giá trị< 10 chứng tỏ mô hình hồi quy tuyến tính bội không có hiện tượng đa cộng tuyến Dựa vào bảng Hệ số hồi quy của mô hình, ta thấy hệ số Sig của c ác biến độc lập TD, CQ, TT trong mô hình nhỏ hơn 0,01 nên các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê ở mứcý nghĩa 1% Biến KS, KT có tỷ lệ Sig < 0,05 nên các biến này có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% Mức độ tác động của 5 yếu tố được xếp thứ tự giảm dần lần lượtlà (1) TD (β chuẩn hóa bằng 0,24), (2) TT (β các biến đều có tính hội tụ, phù hợp để sử dụng phân tích trong các phần tiếp theo 4 3 Phân tích tương quan Pearson Kết quả kiểm tra hệ số tương quan cho thấy các biến độc lập đều có sự tương quan khá chặt chẽ với biến phụ thuộc ở mức ý nghĩa 1% nên các hệ số tương quan có ý nghĩa thống kê và đều đủ điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy 4 4 Phân tích hồi quy Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến biểu diễn mối quan hệ của 05 nhân tố ảnh hưởng tới ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên làm việc tại các công ty bảo hiểm nhân thọ có dạng như sau: YD = β0 + β1 TD + β2 CQ + β3 KS + β4 KT + β5 TT Trong đó: - YD: là biến phụ thuộc, thể hiện giá trị dự đoán về ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa các nhân viên thuộc lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ - Các hệ số β0, β1, β2, β3, β4, β5: là các hệ số hồi quy của mô hình - Các biến TD, KS, CQ, KT, TT: là các biến số độc lập thể hiện các nhân tố tác động đến ý định chia sẻ tri thức chuyên môn của đội ngũ lao động thuộc lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ Kết quả từ bảng thống kê mô tả các biến cho ta thấy tất cả các biến độc lập TD, CQ, KS, TT đều có giá tị trung bình (Mean) lớn hơn 4, giá trị trung bình của biến KT là 3,5697; biến phụ thuộc YD có giá trị trung bình Mean bằng 4,2071 Độ lệch chuẩn của các biến độc lập đều nhỏ hơn 1, thấp nhất là biến TT là 0,231 và Số 301(2) tháng 7/2022 75 cao nhất là biến KT là 0,558 Như vậy, có thể nói các mục hỏi đa số đều nhận được nhiều sự đánh giá “đồng ý” từ người khảo sát Từ Bảng 4, ta có mô hình các nhân tố tác động đến ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa các lao động bằng 0,114) Kết quả mô hình hồi quy cho thấy các hệ số β chuẩn hóa > 0 chothấy mối quan hệ thuận chiều giữa các biến độc lập với ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa toàn thể độ i ngũ nhân viên trong lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ Bảng 5: Kết quả phân tích phương sai ANOVA Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Để kiểm định sự phù hợp của mô hình quy tổng thể, ta xem xét đế n giá trị F từ bảng phân tích ANOVA, giá trị F = 37,372, giá trị Sig = ,000, như vậy mô hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được Hình 3: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối của phầ n dư xấp xỉ chuẩn có giá trị Mean bằng 0 và độ lệch chuẩn Syd Dev = 0,991 Do đó, có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm 5 Kết luận ANOVA a Model Sum of Squares df Mean Square F Sig 1 Regression 29,836 5 5,967 37,372 ,000 b Residual 44,070 276 ,160 Total 73,906 281 a Dependent Variable: YD b Predictors: (Constant), TT, KT, CQ, KS, TD hiểm nhân thọ Bảng 5: Kết quả phân tích phương sai ANOVA Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Để kiểm định sự phù hợp của mô hình quy tổng thể, ta xem xét đế n giá trị F từ bảng phân tích ANOVA, giá trị F = 37,372, giá trị Sig = ,000, như vậy mô hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được Hình 3: Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa Ngu ồ n: T ổ ng h ợ p t ừ k ế t qu ả phân tích trên SPSS 26 Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối của phầ n dư xấp xỉ chuẩn có giá trị Mean bằng 0 và độ lệch chuẩn Syd Dev = 0,991 Do đó, có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm 5 Kết luận ANOVA a Model Sum of Squares df Mean Square F Sig 1 Regression 29,836 5 5,967 37,372 ,000 b Residual 44,070 276 ,160 Total 73,906 281 a Dependent Variable: YD b Predictors: (Constant), TT, KT, CQ, KS, TD trong lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ giữa các nhân viên như sau: YD= 0,884+ 0,233TD + 0,211TT + 0,162CQ + 0,104KS+ 0,078KT Kết quả cho thấy R Square là 0,404 có nghĩa là các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 40,4% cho sự biến động của biến phụ thuộc “Ý định chia sẻ tri thức” Mức độ ảnh hưởng này tuy không quá rõ rệt nhưng với một mẫu quan sát đủ lớn (N = 282) thì có thể chấp nhận được, có đủ cơ sở để khẳng định sự tác động của các biến độc lập lên biến phụ thuộc Mô hình không có hiện tượng tự tương quan do hệ số Durbin-Watson thu được là 1,891 nằm trong khoảng 1 - 3 Hệ số phóng đại phương sai (VIF) của từng nhân tố có giá trị < 10 chứng tỏ mô hình hồi quy tuyến tính bội không có hiện tượng đa cộng tuyến Dựa vào bảng Hệ số hồi quy của mô hình, ta thấy hệ số Sig của các biến độc lập TD, CQ, TT trong mô hình nhỏ hơn 0,01 nên các biến độc lập đều có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 1% Biến KS, KT có tỷ lệ Sig < 0,05 nên các biến này có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5% Mức độ tác động của 5 yếu tố được xếp thứ tự giảm dần lần lượt là (1) TD (β chuẩn hóa bằng 0,24), (2) TT (β chuẩn hóa bằng 0,198), (3) CQ (β chuẩn hóa bằng 0,17), (4) KS (β chuẩn hóa bằng 0,14), (5) KT (β chuẩn hóa bằng 0,114) Kết quả mô hình hồi quy cho thấy các hệ số β chuẩn hóa > 0 cho thấy mối quan hệ thuận chiều giữa các biến độc lập với ý định chia sẻ tri thức chuyên môn giữa toàn thể đội ngũ nhân viên trong lĩnh vực kinh Số 301(2) tháng 7/2022 76 doanh bảo hiểm nhân thọ Để kiểm định sự phù hợp của mô hình quy tổng thể, ta xem xét đến giá trị F từ bảng phân tích ANOVA, giá trị F = 37,372, giá trị Sig = ,000, như vậy mô hình hồi quy tuyến tính là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được Biểu đồ tần số của phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối của phần dư xấp xỉ chuẩn có giá trị Mean bằng 0 và độ lệch chuẩn Syd Dev = 0,991 Do đó, có thể kết luận rằng giả định về phân phối chuẩn của phần dư không bị vi phạm 5 Kết luận Tóm lại, nghiên cứu này góp phần xác nhận lại các kết quả nghiên cứu trước đây của Aijen (1991) và một số tác giả ở bối cảnh Việt Nam Ngoài ra, bài nghiên cứu đã bổ sung thêm hai nhân tố ảnh hưởng là Sự tự tin vào tri thức cá nhân và Cơ chế khen thưởng Từ kết quả phân tích, tác giả đề xuất một số hàm ý nhằm thúc đẩy hoạt động chia sẻ tri thức giữa các nhân viên trong doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ như sau: Thứ nhất , c ác doanh nghiệp cần nâng cao thái độ của các nhân viên trong ý định chia sẻ tri thức Thái độ là yếu tố tác động mạnh nhất đến ý định chia sẻ tri thức với hệ số beta = 0,233, đồng thời các nhân viên đánh giá yếu tố này ở mức trung bình Mean = 4,4512 Kết quả phân tích cho thấy nhân viên đánh giá rất cao thái độ của họ trong ý định chia sẻ tri thức Vì thế các nhà quản trị cần chú trọng phát triển yếu tố thái độ, xây dựng môi trường làm việc thân thiện, thường xuyên tổ chức các buổi đào tạo, hội thảo, tọa đàm chuyên đề, tập huấn, tuyên truyền cổ động trực quan hay các chương trình tuyên truyền về ý nghĩa và vai trò của việc chia sẻ tri thức, là cơ sở hiệu quả góp phần tăng ý định chia sẻ tri thức Thứ hai , cần nâng cao tri thức cá nhân cho các nhân viên tạo sự tự tin cho họ trong ý định chia sẻ tri thức Kết quả phân tích cho thấy Sự tự tin vào tri thức cá nhân là yếu tố tiếp theo ảnh hưởng đến chia sẻ tri thức với beta = 0 ,211 và mức trung bình Mean = 4,2163 Điều đó cho thấy nhân viên đánh giá khá cao vai trò của Sự tự tin vào tri thức trong ý định chia sẻ tri thức Nguyên nhân là do chia sẻ tri thức có hai mặt lợi và hại Nếu tri thức được chia sẻ là đúng đắn, phù hợp, điều này tốt cho tổ chức Ngược lại, nguồn tri thức được chia sẻ sai lệch và không chính xác sẽ gây ra những hậu quả nghiêm trọng Điều này khiến cho việc tự tin vào tri thức trở nên quan trọng hơn bao giờ hết Do đó, nhà quả trị cần khuyến khích nhân viên học hỏi và kiểm chứng nguồn tri thức từ đa dạng nguồn Ngoài ra, nhà quản trị cần phát triển hệ thống cơ sở dữ liệu lớn cung cấp nguồn thông tin chính thống cho các nhân viên và bộ phận đại lý, xây dựng hành trang vững chắc cho nhân viên và bộ phận tư vấn viên Thứ ba , vai trò của lãnh đạo và đồng nghiệp cũng rất quan trọng Nhân tố Chuẩn chủ quan có hệ số beta = 0,162, tuy nhiên yếu tố này lại có trung bình Mean = 4,3128 Điều đó cho thấy vai trò của đồng nghiệp và lãnh đạo Bản thân lãnh đạo là tấm gương chia sẻ tri thức Vì lãnh đạo là người đi đầu, dẫn dắt nhân viên nên khi lãnh đạo quan tâm hơn đến việc chia sẻ tri thức, các nhân viên cũng có xu hướng cởi mở hơn trong ý định chia sẻ Do đó lãnh đạo cần tạo điều kiện cho nhân viên tham gia đào tạo, tập huấn cũng như tổ chức các hội nghị, các buổi đào tạo để họ có cơ hội nâng cao năng lực chuyên môn , đồng thời có cơ hội học tập chia sẻ tri thức với nhau, thúc đẩy hoạt động chia sẻ tri thức phát triển Thứ tư , tạo điều kiện thuận lợi cho việc chia sẻ tri thức Kết quả phân tích dữ liệu cho thấy Kiểm soát hành vi là yếu tố tiếp theo ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức với hệ số beta = 0,104 và mức trung bình Mean = 4,0177 Với mức ý nghĩa lớn hơn 4, nghiên cứu kết luận rằng kiểm soát hành vi có tác động không nhỏ đến ý định chia sẻ tri thức Trong đó, việc thiếu các điều kiện cơ sở vật chất cũng như điều kiện cần thiết để chia sẻ tri thức là một cản trở rất lớn, khiến các nhân viên không thể chia sẻ tri thức của mình ngay cả khi họ và đồng nghiệp mong muốn Chính vì thế, các doanh nghiệp cần đảm bảo đủ các điều kiện cần thiết, đặc biệt là chú trọng vào việc đẩy mạnh triển khai các công cụ công nghệ thông tin hỗ trợ chia sẻ tri thức như: triển khai các phần mềm nhóm, các cơ sở dữ liệu điện tử; có đội ngũ kỹ thuật hỗ trợ, bảo trì hệ thống chuyên nghiệp Những nỗ lực trên sẽ phần nào giúp cải thiện kiểm soát hành vi từ đó tác động trực tiếp tới hành vi chia sẻ tri thức của các nhân viên lĩnh vực bảo hiểm nhân thọ Cuối cùng, các doanh nghiệp cần chú trọng hơn vào cơ chế khen thưởng Với hệ số beta = 0,078 và mức trung bình Mean = 3,5697 Điều đó cho thấy nhân viên chưa đánh giá cao cơ chế khen thưởng tại các công Số 301(2) tháng 7/2022 77 Tài liệu tham khảo Ajzen, I (1991), ‘The theory of planned behavior’, Organizational Behavior and Human Decision Processes , 50, 179-211 Anderson, J C & Narus, J A (1990), ‘A model of distributor firm and manufacturer firm working partnerships’, Journal of Marketing , 54(1), 42-58 Boland, R J J & Tenkasi, R V (1995), ‘Perspective making and perspective taking in communities of knowing’, Organization Science , 6(4), 350-372 Cheng, Z & Li, C (2011), ‘Research on relationship between knowledge sharing and team performance in R&D Team’, proceeding of International Conference on Advances in Education and Management , Springer, Berlin, Heidelberg, 474- 481 Cohen, W M & Levinthal, D A (1990), ‘Absorptive capacity: A new perspective on learning and innovation’, Administrative Science Quarterly , 35, 128-152 Davenport, T H & Prusak, L (1998), Working knowledge: How organizations manage what they know , Harvard Business school Press Fishbein, M & Ajzen, I (1980), Understanding Attitudes and Predicting Social Behavior , Preventive-Hall Foss, N J , Minbaeva, D B , Pedersen, T & Reinholt, M (2009), ‘Encouraging knowledge sharing among employees: How job design matters’, Human Resource Management , 48(6), 871-893 Gagné, M & Deci, E L (2005), ‘Self-determination theory and work motivation’, Journal of Organizational Behavior , 26, 331-362 Gecas,V (1971), ‘Parental behavior and dimensions of adolescent self-evaluation’, Sociometry , 34(4), 466-482 Goh, S (2002), ‘Managing effective knowledge transfer: An integrative framework and some practice implication’, Journal of Knowledge Management , 6(1), 23-30 Gupta, A K & Govindarajan,V (2000), ‘Knowledge flows within multinational corporations’, Strategic Management Journal , 21, 473-496 Hair, J F , Anderson, R E , Tatham, R L & Black, W C (1998), Multivariate data analysis , Upper Saddle River Hendriks, P (1999), ‘Why share knowledge? The influence of ICT on the motivation for knowledge sharing’, Knowledge & Process Management , 6, 91-100 Hooff, B V D & Ridder, J A (2004), ‘Knowledge sharing in context: the influence of organizational commitment’, Journal of Knowledge Management , 8(6), 117-130 Karahanna, E & Straub, D W (1999), ‘Psychological origins of perceived usefulness and ease of use’, Information and Management , 34(5), 237-250 Kugel, J & Schostek, C (2004), Knowledge Sharing: Rewards for knowledge sharing , retrieved on March 21 st , from < http://www gurteen com/gurteen/gurteen nsf/id/rewards-k-sharing, [] > Nonaka, I & Takeuchi, H (1995), The knowledge-creating company , Oxford University Press, New York Pavlou, P A & Fygenson, M (2006), ‘Understanding and predicting electronic commerce adoption, an extension of the theory of planned behavior’, MIS Quarterly , 30(1), 115-143 Syed-Ikhsan, S & Rowland, F (2004), ‘KM in public organizations: a study on the relationship between organizational elements and the performance of knowledge transfer’, Journal of Knowledge Management , 8(2), 95-111 Tabachnick, B G & Fidell, L S (2007), Using Multivariate Statistics , New York: Allyn and Bacon ty Vì vậy, c ác doanh nghiệp bảo hiểm cần xây dựng một quy chế đánh giá về hoạt động chia sẻ tri thức và lấy đó làm một tiêu chí để khen thưởng các nhân viên, có thể căn cứ vào việc tham gia tổ chức các buổi hội thảo chia sẻ kinh nghiệm, trình bày báo cáo và lấy đó làm tiêu chí đánh giá, tích lũy điểm trong hoạt động chia sẻ tri thức của nhân viên Đồng thời, c hính sách đãi ngộ với từng thành viên cần dựa trên sự đóng góp của họ Từ đó thúc đẩy mong muốn được tiếp tục cống hiến và chia sẻ tri thức của các nhân viên

CÁC NHÂN TỐ ẢNH HƯỞNG ĐẾN Ý ĐỊNH CHIA SẺ TRI THỨC CHUYÊN MÔN GIỮA CÁC NHÂN VIÊN TRONG DOANH NGHIỆP BẢO HIỂM NHÂN THỌ Phan Anh Tuấn Khoa Bảo hiểm, Trường Đại học Kinh tế Quốc dân Email: phananhtuan@neu.edu.vn Mã báo: JED-752 Ngày nhận: 4/7/2022 Ngày nhận sửa: 23/7/2022 Ngày duyệt đăng: 9/8/2022 Tóm tắt: Nghiên cứu thực nhằm kiểm định mức độ ảnh hưởng nhân tố Ý định chia sẻ tri thức (Knowledge sharing intention - KI) nhân viên công ty Bảo hiểm nhân thọ địa bàn thành phố Hà Nội dựa mơ hình lý thuyết hành vi hợp lý (TRA) lý thuyết hành vi hoạch định (TPB) mà Aijen đề xuất Thông qua việc khảo sát 282 nhân viên cấp quản lý, liệu thu thập xử lý phần mềm SPSS 26 Kết nghiên cứu cho thấy Ý định chia sẻ tri thức bị tác động nhân tố với mực độ giảm dần: (1) Thái độ, (2) Sự tự tin vào tri thức cá nhân, (3) Chuẩn chủ quan, (4) Kiểm soát hành vi (5) Cơ chế khen thưởng Qua nghiên cứu này, doanh nghiệp bảo hiểm có sách phù hợp để thúc đẩy ý định chia sẻ tri thức chuyên môn nhân viên, tạo điều kiện xây dựng đội ngũ nhân vững mạnh Từ khóa: Bảo hiểm, ý định, chia sẻ tri thức Mã JEL: G22 The factors affecting the intention of sharing professional knowledge among employees in life insurance companies Abstract: This study is to evaluate the influence of factors on Knowledge Sharing Intention (KI) among employees in life insurance companies in Hanoi, based on the theoretical model of rational behavior (TRA) and the theory of planned behavior (TPB) proposed by Aijen The data was collected through the survey of 282 employees and managers and processed with SPSS 26 software The research results show that the intention of sharing knowledge is affected by five factors with descending levels, namely: (1) Attitude, (2) Confidence in personal knowledge, (3) Subjective norm, (4) Behavioral control, and (5) Reward mechanism Finally, some appropriate policies are proposed for life insurance companies to promote the intention to share professional knowledge among employees, then facilitate building strong human resource Keywords: Insurance, intention, knowledge sharing JEL Code: G22 Giới thiệu Tri thức tài sản quý giá nguồn lực quan trọng cho phát triển bền vững doanh nghiệp Chúng tạo lợi cạnh tranh giúp doanh nghiệp tồn phát triển kinh tế thị trường đầy biến động Để đạt mục tiêu này, người quản lý khơng cần biết sử dụng có hiệu nguồn lực hữu hình mà cịn phải biết phát triển nguồn lực vơ hình - phát triển nguồn tri thức - để đáp ứng nhu cầu tổ chức Bảo hiểm nhân thọ lĩnh vực kinh doanh đặc thù dựa rủi ro khách hàng Tại Việt Nam có Số 301(2) tháng 7/2022 68 18 doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ hoạt động Sản phẩm bảo hiểm khơng có quyền dễ dàng chép Vì vậy, doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ cạnh tranh sản phẩm, đòi hỏi doanh nghiệp phải khác biệt hóa chất lượng nhân để thích nghi với nhu cầu thị trường Trong số đó, kỹ tương tác kiến ​t​hức chuyên môn nhân viên khách hàng đóng vai trị quan trọng thành bại doanh nghiệp Tuy nhiên, bảo hiểm nhân thọ ngành có tỷ lệ chuyển dịch cao, nên người giỏi chuyên môn đi, họ mang theo kinh nghiệm chuyên mơn doanh nghiệp có khả bị phá hủy, đổ vỡ bị ảnh hưởng tìm người thay phù hợp Vì vậy, vai trò nhà quản lý phải quản lý tri thức để thành viên tổ chức, đặc biệt giai đoạn đầu, nhận khích lệ cần thiết để hình thành văn hóa chia sẻ tri thức, chuyển giao tri thức hiểu biết, hình thành tài sản chung cho doanh nghiệp Chia sẻ tri thức giao tiếp hữu ích song không dễ dàng doanh nghiệp, nhân viên thường e ngại việc đem kinh nghiệm, hiểu biết truyền đạt cho người khác Các nhân viên cảm thấy công việc họ bị đe dọa họ chia sẻ tất thứ họ biết cho đồng nghiệp, từ dẫn tới xu hướng đề phịng, khơng muốn hợp tác hoạt động chia sẻ tri thức với tâm lý “bạn biết nhiều, bạn quan trọng” Chính vậy, vai trò nhà quản lý trường hợp phải tạo mơi trường khuyến khích nhân viên chia sẻ tri thức đóng góp vào nguồn lực nội doanh nghiệp Thách thức thứ hai đến từ việc người sẵn sàng chia sẻ tri thức khó để biến tri thức cá nhân thành tri thức tổ chức Theo Nonaka & Takeuchi (1995), để tri thức cá nhân trở thành tri thức tổ chức phải thông qua q trình biến đổi phức tạp Mục đích nghiên cứu xác định có nhân tố ảnh hưởng tích cực nhân tố làm hạn chế đến ý định chia sẻ tri thức nhân viên doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ Việt Nam Từ giúp nhà quản lý có biện pháp phát huy chia sẻ tri thức, kinh nghiệm nhân viên doanh nghiệp với nhau, hướng tới nâng cao chất lượng nguồn nhân lực doanh nghiệp Cơ sở lý thuyết mơ hình nghiên cứu 2.1 Lý thuyết chia sẻ tri thức Chia sẻ tri ​t​hức tương tác cá nhân khác cấp độ khác tổ chức cá nhân với nhóm người Theo Hooff & Ridder (2004), Foss & cộng (2009), trình giả định phải có tham gia hai bên: bên truyền đạt chia sẻ tri thức bên lại tiếp thu tri thức Chủ sở hữu tri thức bắt đầu trình chia sẻ tri thức cách có ý thức vơ thức thơng qua hoạt động cụ thể; người thu nhận tri thức thực hành động tiếp nhận chủ quan Nếu tham gia vào q trình chia sẻ người thu nhận tri thức khó xác định liệu tri thức chia sẻ hay chưa Theo Gupta & Govindarajan (2000), chia sẻ kiến thức “một trình liên quan đến việc chuyển giao phổ biến kiến thức từ người này, nhóm tổ chức sang người khác” Chia sẻ kiến thức hành vi trao đổi kiến ​t​hức (kỹ năng, kinh nghiệm hiểu biết) cá nhân tổ chức, bao gồm kiến ​t​hức ẩn tường minh Vì vậy, để sáng tạo tri thức cách hiệu quả, theo Gagné & Deci (2005), cá nhân tham gia cần thực hai vai trò cho nhận tri thức Chia sẻ tri thức đóng vai trị vơ cần thiết, “tạo mối liên kết cá nhân thông qua việc chia sẻ tri thức từ cấp độ cá nhân sang cấp độ tổ chức, từ chuyển đổi thành giá trị kinh tế tạo lực cạnh tranh cho tổ chức” (Hendriks, 1999) Theo Cohen & Lenvinthal (1990), chia sẻ tri thức cá nhân với làm phong phú nguồn tri thức tổ chức, từ tăng khả cạnh tranh tổ chức với tổ chức khác Boland & Tenkasi (1995) có ý kiến tương tự cho lợi cạnh tranh thành công tổ chức kết làm việc chung cộng tác tri thức cá nhân Theo tác giả này, việc tạo sở hiểu biết tổ chức đòi hỏi phải có “một q trình phối hợp với để đánh giá, kết hợp với tri thức cá nhân đặc biệt người khác tổ chức” Chia sẻ tri thức giúp cho tổ chức đạt thành công bền vững (Davenport & Prusak, 1998), giúp kết nối nhân viên với tổ chức, nâng cao suất hiệu suất làm việc nhóm (Cheng & Li, 2011) 2.2 Cơ sở lý thuyết ý định hành vi Lý thuyết hành vi hoạch định (The theory of planning behaviour - TPB) Ajzen nghiên cứu phát triển Số 301(2) tháng 7/2022 69 công bố vào năm 1991 dựa tảng lý thuyết hành vi hợp lý (TRA) Nếu mơ hình TRA đề cập tới nhân tố tác động tới ý định thực hành vi người thái độ chuẩn mực chủ quan mà trọng vào hành vi kiểm sốt cá nhân mơ hình TPB khắc phục điều cách bổ sung vào mơ hình yếu tố thứ 3: Nhận thức kiểm sốt hành vi (Percived behavioral control) Lý thuyết hành vi hợp lý sử dụng cho hành vi kiểm sốt người, lý thuyết hành vi có kế hoạch xem xét kiểm sốt hành vi người nhận thức biến số; giúp dự đoán hành vi với độ xác cao (Aizen,1991) Theo đó, ý định hành vi bị tác động yếu tố: (1) Thái độ (Attitude toward behavior - AB): Đầu tiên, thái độ cảm giác cá nhân thiện chí khơng thiện chí kết hành vi cụ thể (Ajzen, 1991) Các yếu tố định thái độ hành vi (AB) kết niềm tin kết quả, giá trị dự kiến phát sinh từ hành động Ajzen Fishbein cho suy nghĩ không sẵn sàng nảy sinh tâm trí người khơng có khả ảnh hưởng đến hành vi Vì vậy, khía cạnh đặc biệt phương pháp tiếp cận việc đo lường thái độ hành vi theo Fishbein suy nghĩ kết tích cực hay tiêu cực mà người ta suy nghĩ có ý định thực hành vi (2) Chuẩn chủ quan (Subjective norm - SN): Nó liên quan đến niềm tin người việc liệu đồng nghiệp người quan trọng họ tán thành hay không tán thành hành vi Tức ý kiến người xung quanh đại diện cho áp lực mà cá nhân cảm nhận có tác động quan trọng việc chấp nhận hay không chấp nhận việc thực hành vi (Ajzen, 1991) Chuẩn chủ quan đo lường niềm tin chung tham khảo bao gồm tính khả thi người tham khảo nắm giữ niềm tin chung động lực người thực hành động để phù hợp với cảm nhận người tham khảo (3) Nhận thức kiểm soát hành vi (Perceived behavioral control - PBC): nhận thức cá nhân việc dễ dàng hay khó khăn thực hành vi mong muốn, điều phụ thuộc vào sẵn có nguồn lực hội để thực hành vi Yếu tố Ajzen bổ sung để giải thích cho trường hợp cá nhân thiếu số điều kiện cần thiết để thực kế hoạch hành động Biến đưa vào sau, nhận thức kiểm soát (PBC) đại diện cho niềm tin nhận thức khả dễ dàng hay khó khăn để thực hành vi PBC đo niềm tin việc kiểm sốt thơng qua khai thác yếu tố tạo điều kiện thuận lợi ức chế (cả hai bên - khả năng, kỹ năng, tự tin yếu tố bên ngồi - sẵn có nguồn lực cần thiết, hội điều kiện) sức mạnh nhận thức yếu tố kiểm soát Hình 1: Mơ hình hành vi có kế hoạch - TPB Aizen (1991) Thái độ Chuẩn chủ quan Xu hướng hành vi Hành vi thực Nhận thức kiểm soát hành vi 2.3 Mơ hình nghiên cứu giả thuyết Từ cơ2s.3ở lMýơthhnyhếtnvgàhitêổnncgứquuvầnccááccginảgthhiynếtcứu trước, kế thừa lý thuyết hành vi có hoạch định TPB Aijen (1991) tác giả đề xuất mơ hình yếu tố ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức chuyên môn Từ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu trước, kế thừa lý thuyết hành vi có hoạch định TPB Aijen nhân viên lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ bao gồm yếu tố: Thái độ chia sẻ tri thức, (1991) tác giả đề xuất mô hình yếu tố ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức chuyên môn nhân viên Chuẩn chủ quan chia sẻ tri thức, Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức, Cơ chế khen thưởng Sự tự tin lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ bao gồm yếu tố: Thái độ chia sẻ tri thức, Chuẩn chủ vào tri thức cá nhân quan chia sẻ tri thức, Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức, Cơ chế khen thưởng Sự tự tin vào tri thức cá Theo Ajzen & Fishbein (1980), thái độ yếu tố ảnh hưởng đến hành vi Thái độ nhân định nghĩa sẵn sàng tinh thần có từ kinh nghiệm, tạo ảnh hưởng trực tiếp đến phản ứng cá nhân đối tượng hay tình mà người tiếp xúc Một người tin việc chia sẻ định dẫn đến kết khả quan, Hmìannhg2l:ạMi gơiáhìtnrhị cnhgohinêngưcờứiukđhềáxcu, ấtht ì người có thái độ tích cực thực việc chia sẻ ngược lại Thái độ chia sẻ tri thức 70 H1 Số 301(2) tháng 7/2022 Chuẩn chủ quan chia sẻ tri thức Từ sở lý thuyết tổng quan nghiên cứu trước, kế thừa lý thuyết hành vi có hoạch định TPB Aijen (1991) tác giả đề xuất mơ hình yếu tố ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức chuyên môn nhân viên lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ bao gồm yếu tố: Thái độ chia sẻ tri thức, Chuẩn chủ quan chia sẻ tri thức, Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức, Cơ chế khen thưởng Sự tự tin vào tri thức cá nhân Hình 2: Mơ hình nghiên cứu đề xuất Thái độ chia sẻ tri thức H1 Chuẩn chủ quan chia sẻ tri thức H2 Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức H3 Ý định chia sẻ tri thức H4 Biến nhân học Cơ chế khen thưởng Giới tính, Độ tuổi,Vị trí công việc, H5 Kinh nghiệm, Công ty làm việc Sự tự tin vào tri thức cá nhân Nguồn: Nghiên cứu đề xuất Giả thuyết H1: Thái độ chia sẻ tri thức có tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức TChehouẩAnjzcehnủ&qFuiasnhbđeưinợ(c19h8iể0u), lthàáni hđậộnlàthmứộct tcrủonagmnộhữt nggưyếờui tvốềảvnihệhcưlởiệnug nđếhnữhnàgnnhgvưi.ờTihqáui ađnộ đtrưọợncgđđịnốhi với họ có ngnhgĩhĩraằlnàgsựhsàẵnnhsàvnigđtóinhnêthnầnđcưóợđcưtợhcựtcừ khiinệhnnhgahyiệmkh, tơạnogra(ảAnhijehnưở&ngFtriựschbtiếepinđ,ế1n9p8h0ản; ứPnagvlcoủua m&ộtFcgnehnâsnon, 2006) Chđốuiẩvnớcihcủácqđuốaintưpợhnảgnháaynhtìnnhhhậunốtnhgứmc àvềngvưiờệicđlóiệtuiếphàxnúhc.vMi ộctónđgưượờickchhiấtipn nrằhnậgnv, ikệhcucyhiếansẻkhníhcấht đvịànhthsựẽc vịdnẫgn đảếnnh khếưt ởqunảg kchủảaqnuganư,ờmi athngamlạiggiiấ htraịychkohnơgnưgờ.iTkhhếoc, Kth rnaghưaờninđ & Scótrtahbi đ(ộ19tí9ch9)c,ựccátchựcchuhiẩệnn mviựệcc chủ quan thơng qua ảnh hưởng mang tính chuẩn mực thông tin, làm giảm không chắn việc chia sẻ ngược lại sử dụng hệ thống có phù hợp hay khơng Giả thuyết H1: Thái độ chia sẻ tri thức có tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Giả thuyết H2: Chuẩn chủ quan có tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức CKhuiểẩmn cshoủáqtuhầnnđhượvci hcióểunlhàậnnhậtnhứthcứtchcểủahimệnộtmngứưcờiđvộềmviệộct lciệáunnhhâữnngcảnmgườnihqậunanvềtrọknhgảđnốăi nvớgithhọựccóhnigệhnĩ hành virằnnàgohđàón,hlviêi nđóqnannđđưếợnc nthhựậcnhtihệnứchavyềkmhơứncg đ(Aộijdeễn h&ayFikshhbóeiknh, i19th80ự;cPhaivệlonuh&ànFhyvgei.nYsoếnu, 2t0ố0k6)i.ểCmhusoẩnát bêcnhủtrqounagn (pKhảỹnnáănnhgn,hkậniếtnhứthcứvcề)vhiệocặlciệubêhnànnhgvoiàció(đthườợicgcihaấnp,nchơậnh,ộkih)u(yAếnjzkehní,ch19và91th)ự cChhiệúnngbởtiavcịóngxảunhhướng thực hưởng người tham gia hay không Theo Karahanna & Straub (1999), chuẩn mực chủ quan thơng Bảng 1: Thang đo hồn chỉnh qua ảnh hưởng mang tính chuẩn mực thông tin, làm giảm không chắn việc sử dụng hệ thốngTchóanphgùđhoợpThhấyi kđhộơng Ký hiệu Giả tThơuiyếrtấtHv2u:iCkhhuiẩcnhciahủsẻqutrainthcứóctácchuđộynêgn tmícơhncựcủcađếmnìÝnhđịđnếhnccháiac sđẻồtnrgi tnhgứhc.iệp TD1 KiểmTơsoiáctảhmànthấvyi chóinahsậẻnktihnứhcntghhểihệimệncmá ứnhcâđnộvmớội tđcồánnghnâgnhciệảpmlànhvậinệcvlềàkmhảđúnnăgng thực hành viTnDào2 đó, liTênơiqluunnđqếunannhtậânmthđứếcnvcềámc ứbcuổđiộcdhễiahasyẻ kkhiếónkthhiứtchựcchuhyiệênnhmànơhnvciủ Ya ếcntốg ktyiể.m sốt bên trTonDg3 Tôi tiếp thu học hỏi nhiều điều chuyên môn từ đồng nghiệp TD4 Tơi thấy khơng nên chia sẻ kinh nghiệm cá nhân với người khác TD5 Thang đo Chuẩn chủ quan Lãnh đạo công ty khuyến khích nhân viên chia sẻ tri thức chun mơn với CQ1 Lãnh đạo công ty tạo điều kiện, hội để nhân viên chia sẻ tri thức chuyên CQ2 môn với Lãnh đạo cơng ty tích cực tổ chức buổi hoạt động chia sẻ kiến thức chuyên môn CQ3 kinh nghiệm cá nhân Lãnh đạo công ty tôn trọng ghi nhận đóng góp nhân viên tham CQ4 gia chia sẻ tri thức chuyên môn với đồng nghiệp Số 30C1á(c2đ)ồtnhgánnghgiệ7p/c2ủa02tô2i thường xuyên chia sẻ tri 71 môn cho CQ5 thức chuyên Thang đo Kiểm sốt hành vi Tơi chia sẻ tri thức chuyên môn kinh nghiệm cho đồng nghiệp lúc KS1 Lãnh đạo cơng ty ln khuyến khích nhân viên chia sẻ tri thức chuyên môn với CQ1 Lãnh đạo công ty tạo điều kiện, hội để nhân viên chia sẻ tri thức chuyên CQ2 môn với Lãnh đạo cơng ty tích cực tổ chức buổi hoạt động chia sẻ kiến thức chuyên môn CQ3 kinh nghiệm cá nhân Lãnh đạo công ty tơn trọng ghi nhận đóng góp nhân viên tham CQ4 gia chia sẻ tri thức chuyên môn với đồng nghiệp Các đồng nghiệp thường xuyên chia sẻ tri thức chuyên môn cho CQ5 Thang đo Kiểm sốt hành vi Tơi chia sẻ tri thức chun mơn kinh nghiệm cho đồng nghiệp lúc KS1 Tơi chia sẻ tri thức chun mơn đồng nghiệp mong muốn KS2 Tơi định việc chia sẻ tri thức thân mà không phụ thuộc vào KS3 Thang đo Cơ chế khen thưởng Tôi khen thưởng chia sẻ tri thức chuyên môn kinh nghiệm với KT1 đồng nghiệp Tôi ghi nhận có hội thăng tiến tích cực chia sẻ tri thức chun mơn KT2 với đồng nghiệp Tơi nhận tơn trọng từ đồng nghiệp chia sẻ tri thức chun mơn KT3 Tơi ln nhận quan tâm từ lãnh đạo trao đổi ý tưởng, tri thức chun KT4 mơn với đồng nghiệp Tơi nhận mức lương cao chia sẻ tri thức chuyên môn với đồng KT5 nghiệp Thang đo Sự tự tin vào tri thức Tôi đào tạo kiến thức bảo hiểm trường đại học TT1 Tôi công ty đào tạo kiến thức kỹ bảo hiểm nhân thọ TT2 Tơi có kiến thức vững bảo hiểm bảo hiểm chuyên sâu TT3 Tôi thường xuyên tự học tìm hiểu bảo hiểm nhân thọ TT4 Thang đo Ý định chia sẻ tri thức Tôi chia sẻ kinh nghiệm làm việc cá nhân với đồng nghiệp thường xuyên YD1 tương lai Tôi sẵn sàng chia sẻ tri thức chuyên môn với đồng nghiệp YD2 Tôi chia sẻ tri thức chun mơn có từ bên ngồi tổ chức tới đồng nghiệp YD3 Tôi chia sẻ tài liệu tri thức chun mơn từ khóa đào tạo mà tham gia với YD4 đồng nghiệp Tôi chia sẻ ý tưởng suy nghĩ với đồng nghiệp để trình làm việc hiệu YD5 tốt Nguồn: Tổng hợp nghiên cứu hành vi tầm kiểm soát, ngược lại, khơng có khả kiểm sốt hành vi việc thực hành vi giảm xuống (Ajzen & Fishbein, 1980) Giả thuyết H3: Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Nghiên cứu định lượng: Theo Hair & cộng (1998), để phân tích nhân tố khám phá (EFA) khảo sát ThcầenotSốiytehdiể-uIkshốslaưnợn&g mRẫouwblằanngd5(2lầ0n0s4ố),bniếhnâqnuvaniêsnátctầronncgóthđaộngngđol.ựTchđeểo Tchabiaacshẻnikcikến&tFhiứdcellv(à20k0h7e)n, đtểhưởng chínđhạltàkếmt qộutảtrtoốtnnghnấthkữhnigphđâộnntgíchlựhcồicqóut,ckíđcộhnthgưtớícchmcẫựucngtớhiiêýn cđứịnuhcầcnhđiaảmsẻbtảroi tthheứocc.ơVngiệtchứtổc:cNh>ứ=c8cmó +một chế khen thưởng hiệu thúc đẩy việc chia sẻ tri thức đồng nghiệp với nhằm nâng cao 50 (N số lượng mẫu, m số biến độc lập) Do đó, nghiên cứu tiến hành thu thập từ 300 phiếu khảo sát trực hiệu công việc giúp người phát triển Những phần thưởng phải dựa thành tích tiếp trực tuyến nhân viên làm việc công ty bảo hiểm nhân thọ nghiên cứu nhận 282 phiếu hợp lệ 72 Số 301(2) tháng 7/2022 Quá trình phân tích liệu nghiên cứu sử dụng SPSS 26 với kỹ thuật: Cronbach’s alpha, phân tích nhân tố khám phá (EFA) nhằm kiểm định độ tin cậy thang đo; phân tích hồi qui bội nhằm kiểm định mơ hình, nhóm thành tích cá nhân (Goh, 2002) Các khoản thưởng tiền có tác động trực tiếp đến động chia sẻ tri thức, song hình thức mang lại chất lượng chia sẻ tri thức không cao (Kugel & Schostek, 2004) Giả thuyết H4: Cơ chế khen thưởng tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Tự tin vào tri thức thể chắn tin tưởng cá nhân vào lực thân (Gecas, 1971) Để đến hành vi chia sẻ tri thức trước tiên người chia sẻ phải tự tin vào tri thức có họ tin tưởng việc chia sẻ thành cơng, hữu ích Tin tưởng trái tim trao đổi tri thức (Davenport & Prusak, 1998) mức độ tin tưởng tăng hành vi chia sẻ tri thức tăng theo (Anderson & Narus, 1990) Giả thuyết H5: Sự tự tin vào tri thức tác động tích cực đến Ý định chia sẻ tri thức Phương pháp nghiên cứu Nghiên cứu định tính thơng qua thảo luận nhóm trực tiếp với giám đốc vùng công ty bảo hiểm nhân thọ Manulife nhằm xác định yếu tố ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức, xây dựng điều chỉnh thang đo để phù hợp với nội dung nghiên cứu từ xây dựng bảng câu hỏi khảo sát tốt Bảng 2: Kết kiểm định Cronbach’s Alpha STT Nhóm nhân tố Số biến quan sát Hệ số Cronbach’s Alpha Thái độ chia sẻ tri thức Chuẩn chủ quan chia sẻ tri thức 0,843 Kiểm soát hành vi chia sẻ tri thức 0,879 Hệ thống khen thưởng 0,683 Sự tự tin vào tri thức cá nhân 0,768 Ý định chia sẻ tri thức 0,656 Nguồn: Tổng hợp từ kết phân tích SPSS 26 0,869 Nghiên cứu định lượng: Theo Hair & cộng (1998), để phân tích nhân tố khám phá (EFA) khảo sát cầ4n.2t.ốPihthâniểtuícshốnlhưâợnntgốmkhẫáumbpằhnág E5FlầAn số biến quan sát thang đo Theo Tabachnick & Fidell (2007), để đạt kết tốt phân tích hồi quy, kích thước mẫu nghiên cứu cần đảm bảo theo công thức: Kết EFA biến độc lập biến phụ thuộc phương pháp rút trích Principal & phép quay Varimax N>=8m + 50 (N số lượng mẫu, m số biến độc lập) Do đó, nghiên cứu tiến hành thu thập từ 300 phiếu cho thấy: khảo sát trực tiếp trực tuyến nhân viên làm việc công ty bảo hiểm nhân thọ nghiên cứu nKhếậtnquvảềEđFưAợccá2c8b2iếpnhđiộếculậhpợ:phệlệs.ố KMO 0,871 > 0,5, giá trị Sig 0,000 < 0,05 nên biến quan sát Qusáử dtrụìnnghcpóhtâưnơntgícqhuadnữtuliyệếun ntígnhhivêớni cnứhauustửrondgụncùgngSPmSộSt n2h6ânvtớối Ccáácc gkiỹá ttrhị Euậigt:enCvraolunebsađcềhu’s>a1lpvàhađ,ộpbhiếânn tích nhânthtốiênkhđưámợc pgihảái t(hcFhAtí)chnlhũằymlàk6i7ể,7m59đ%ịnthhểđhộiệtnin5 cnậhmcủnahâcnátcố tnhêauntgrênđog;iảpi hthâínchtđícưhợch6ồ7i,7q5u9i%bộbiiếnnhthằmiênkiểm định cmủ1h8ìnbihế,ncqáucangsiảát t(hSuauyếkthinlgohạiêbniếncứKuTv4àcủđaịnHhệ vthịốtnầgmkhqeunatnhưtởrọngn)g yếu tố ảnh hưởng, phân tích ANOKVếAt q/tu-ảTeEsFtAđểbikếniểpmhụđtịhnuhộcs:ựgkiáhtárịcSbigiệ=t g0i,0ữ0a0cváàccnhhỉ ósốmKbMiếOn =nh0â,8n50kh>ẩ0u,5hđọềcu đáp ứng yêu cầu Giá tKrịếEtigqeunảvanlugeh=iê3n,2c8ứ9u, pvhàươtnhgảosaliutrậícnh biến phụ thuộc 65,784% > 50% thể biến thiên Đểcủccđácượdữc ltihệnbgantiđnầuv.ề nhân tố tác động tới ý định chia sẻ tri thức chun mơn nhân viên thuộcNlhĩnưhvậvyự,ckếktinquhảdcohaonthhấbyảcốhcitểhmangnhđâonđưthợọc,lsựaauchkọhni tchhioếtcákcếbbiếảnngtrohnỏgi mvớơih6ìnchâđuềhuỏđiả,mngbhảiynêcuứcuầuđ,ãcápchát 300 phiếu điều tra, có 150 phiếu trực tiếp 150 phiếu khảo sát trực tuyến Tổng số phiếu thu biến có tính hội tụ, phù hợp để sử dụng phân tích phần 300 phiếu, tổng số phiếu hợp lệ 282 phiếu, tương đương đạt 94%; 18 phiếu khơng hợp lệ câu tr4ả.3l.ờPihkâhnơtnícghđtưồơnnggnqhuấatnvPớei anrộsoi ndung câu hỏi 4.1K.ếKt iqểumả kđiểịnmhtrđaộhệtinsốctậưyơncgủqautahnacnhgo đthoấy biến độc lập có tương quan chặt chẽ với biến phụ HệthsuốộcCởromnứbcacýhn’sghAĩalp1h%a nđêưnợccácsửhệdsụốntgươđnểgloquạaincáccó ýbinếgnhkĩahtơhnốnggpkhêùvhàợđpề.uSđaủuđkiềhuiklioệạniđbểiếđnưaTvDào5 pchủâannhân tố Thtáícihđhộồđi qốuiyv.ới chia sẻ tri thức; hai biến TT1, TT2 nhân tố Sự tự tin vào tri thức cá nhân biến c4ó.4h ệPhsốântưtíơchnghồqiuqaunybiến - tổng < 0,3, biến cịn lại chấp nhận có hệ số tin cậy > 0,6 hệ số tương quan biến - tổng > 0,3 nên thang đo đạt tin cậy, tiếp tục sử dụng để phân tích Phương trình hồi quy tuyến tính đa biến biểu diễn mối quan hệ 05 nhân tố ảnh hưởng tới ý định chia sẻ tri 4.2 Phân tích nhân tố khám phá EFA thức chuyên môn nhân viên làm việc cơng ty bảo hiểm nhân thọ có dạng sau: Kết EFA biến độc lập biến phụ thuộc phương pháp rút trích Principal & phép quay YD = β0 + β1 TD + β2 CQ + β3 KS + β4 KT + β5 TT Varimax cho thấy: Trong đó: Số 3-0Y1(D2:)làthbiáếnngph7ụ/t2h0uộ2c2, thể giá trị dự đoán ý đ7ịn3h chia sẻ tri thức chuyên môn nhân viên thuộc lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ - Các hệ số β0, β1, β2, β3, β4, β5: hệ số hồi quy mơ hình Kết EFA biến độc lập: hBệảsnốgK3M: BOảnlgà t0h,ố8n7g1k>ê0m,5ô,tgảiácátcrịbSiếing 0,000 < 0,05 nên biến quan sát sử dụng có tương quan tuyến tính vớDi enshcaruipttriovnegSctátnisgtimcsột nhân tố Các giá trị Eigenvalues > N Mean Std Deviation Variance độ biến thiên đưYợDc giải thích tích lũy2l8à267,759% th4ể,2h0iệ7n1 nhóm nhân,5t1ố2n8ê5u giải thíc,h26đ3ược 67,759% TD B28ả2ng 3: Bảng th4ố,n4g51k2ê mô tả biế,n52734 ,278 CQ 282 4,3128 ,53747 ,289 282 Descrip4ti,v0e17S7tatistics ,69033 KS 282N 3,5M69e7an Std,7.4D72ev5iation ,477 V,5a5r8iance KT TTYD 282282 4,42,1260371 ,4,850162985 ,2,32163 Valid N (TliDstwise) 282282 4,4512 ,52734 ,278 Nguồn: Tổng hCợpQtừ kết phân tích t2r8ên2 SPSS 26 4,3128 ,53747 ,289 KS 282 4,0177 ,69033 ,477 KT 282 3,5697 ,74725 ,558 TT 282 4,2163 ,48069 ,231 Valid N (listwise) 282 KếNtgquuồảnt:ừTbổảnngghthợốpntgừkkêếtmqơuảtảpcháâcnbtiíếcnh ctrhêontSaPthSấSy2t6ấ.t biến độc lập TD, CQ, KS, TT có giá tị trung bình (Mean) lớn 4, giá trị trung bình biến KT 3,5697; biến phụ thuộc YD có giá trị trung bình Mean biến thiên 18 biến quan sát (Sau loại biến KT4 Hệ thống khen thưởng) 4,2071 Độ lệch chuẩn biến độc lập nhỏ 1, thấp biến TT 0,231 cao Kết EFA biến phụ thuộc: giá trị Sig = 0,000 số KMO = 0,850 > 0,5 đáp ứng u cầu GiábtirếịnEKigTelnàv0a,5lu5e8.=N3h,ư2v8ậ9y,,pchóưthơểnngósiaciáctrmícụhcchủỏai đcấcsốbđiếềnu pnhhậụntđhưuợộccnbhằiềnugs6ự5đ,á7n8h4g%iá>“đ5ồ0n%g ýt”htểừhnigệưnờsiự biến khKảoếtsqáut.ả từ bảng thống kê mô tả biến cho ta thấy tất biến độc lập TD, CQ, KS, TT có giá tị trung thiên liệu ban đầu bình (Mean) lớn 4, giá trị trung bình biến KT 3,5697; biến phụ thuộc YD có giá trị trung bình Mean Như vậy, kết cho thấy thang đo lựa chọn cho biến mơ hình đảm bảo u cầu, 4,2071 Độ lệch chuẩn biến độc lập nhỏ 1, thấp biến TT 0,231 cao Bảng 4: Kết phân tích hồi quy biến KT 0,558 Như vậy, nói mục hỏi đa số nhận nhiều đánh giá “đồng ý” từ người khBảioếnsát Hệ số chưa chuẩn Hệ số chuẩn hóa t Sig Đa cộng tuyến hóa B Std Error Beta Độ chấp nhận VIF Constant ,884 ,253 Bảng 4: Kết phân 3tí,c4h9h5ồi qu,0y01 TD CBQiến ,233 ,058 ,240 4,024 ,000 ,608 1,645 KS ,16H2ệ số chư,a05c8huẩn Hệ số,1c7h0uẩn hóa 2,81t1 ,00S5ig ,59Đ1a cộng tu1y,ế6n91 ,104 hóa,042 ,140 2,493 ,013 ,682 1,467 KT ,078B S,t0d3.6Error ,1B14eta 2,194 ,029 Độ,8c0h4ấp nhận 1,2V44IF CToTnstant ,2,18184 ,0,52953 ,198 3,35,44595 ,0,00001 ,696 1,436 NguồnT: DTổng hợp,2từ33kết ph,0ân58tích SPSS 2,264 4,024 ,000 ,608 1,645 CQ ,162 ,058 ,170 2,811 ,005 ,591 1,691 biến đKềSu có tính,1h0ộ4i tụ, phù,0h4ợ2p để sử dụng,1p4h0ân tích tro2n,g49c3ác ph,ầ0n13tiếp theo.,682 1,467 4T.3ừ.BPảhnKâgTn4,títcahcótưm,0ơơ7n8hgìnqhucấnc nP,h0ê3an6rtsốotnác động đế,n1ý14định chia sẻ2t,r1i9th4ức ch,0uy2ê9n môn giữ,8a0c4ác lao động1,t2ro4n4g TT ,211 ,059 ,198 3,545 ,000 ,696 1,436 Klĩếnthqvuựảc kinểhmdtoraanhệbảsoố htưiểơmnnghqâunathnọcghioữathcấácyncháâcnbviiếên nđhộưcslaậup: có tương quan chặt chẽ với biến Nguồn: Tổng hợp từ kết phân tích SPSS 26 phụ thuộc mức ý ngYhDĩa=10%,88n4ê+n 0c,á2c33hTệDsố+t0ư,ơ21n1gTqTu+an0,c1ó62ýCnQg+hĩ0a,1th0ố4nKgS+kê0,v0à78đKềTu đủ điều kiện để đưa vào phân tích hồi quy Kết cho thấy R Square 0,404 có nghĩa biến độc lập mơ hình giải thích 40,4% 4.4T.ừPBhảânngt4íc, hta hcóồimqơuhnh nhân tố tác động đến ý định chia sẻ tri thức chuyên môn lao động cho biến động biến phụ thuộc “Ý định chia sẻ tri thức” Mức độ ảnh hưởng khơng q rõ rệt Phlưĩnơhnvgựtcrìknihnhhdồoiaqnuhybảtuoyhếiểnmtínnhhâđnathbọiếgniữabicểáuc dnhiễânn vmiêốni nqhuưansahu:ệ 05 nhân tố ảnh hưởng tới ý định chia với mẫu quan sát đủ lớn (N = 282) chấp nhận được, có đủ sở để khẳng định tác động sẻ tri thức chun mơn YgDiữ=a 0c,á8c84n+hâ0n,2v3i3êTnDlà+m0,v2i1ệ1cTTtạ+i c0á,c16c2ơCnQg +ty0b,1ả0o4hKiSể+m0n,0h7â8nKtThọ có dạng sau: biến độc lập lên biến phụ thuộc Kết cho thấy R SquarYeDlà=0,4β004+cóβn1gThDĩa l+à cβá2c CbiQến+độβc3lậKpStro+ngβ4mKơ Thìn+hβc5ó tThTể giải thích 40,4% Mơ hình khơng có tượng tự tương quan hệ số Durbin-Watson thu 1,891 nằm khoảng - Trocnhog sđựó:biến động biến phụ thuộc “Ý định chia sẻ tri thức” Mức độ ảnh hưởng không rõ rệt Hệ số phóng đại phương sai (VIF) nhân tố có giá trị < 10 chứng tỏ mơ hình hồi quy tuyến tính bội - YnDhư: nlàgbviớếinmpộht ụmtẫhuuqộuca,ntsháểt đhủiệlnớng(iNá t=rị2d8ự2)đthácnóvthềểýchđấịpnhnhcậhniađưsợẻct,rcióthđứủccơchsởuyđêểnkhmẳnơgnđgịniữhasựcátáccnđhộânng viên khơng có tượng đa cộng tuyến thuộccủlĩanchávcựbciếnkiđnộhc dlậopalnêhn bbiảếon phhiểụmthunộhcâ.n thọ Dựa vào bảng Hệ số hồi quy mơ hình, ta thấy hệ số Sig biến độc lập TD, CQ, TT mô hình - CMácơhhệìnshốkβhơ0n,gβc1ó, βhi2ệ,nβtư3ợ, nβg4,tựβt5ư:ơlnàgcqáucanhệdosốhệhsồối Dquuyrbicnủ-aWmatơsohnìtnhhu.được 1,891 nằm khoảng - nhỏ 0,01 nên biến độc lập có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 1% Biến KS, KT có tỷ lệ Sig < 0,05 - C3á.cHbệisếốnpThDón,gKđSại, pChQươ,nKgTsa, iT(TV:IFlà) ccủáactừbniếgnnhsốânđtộốccólậgpiáthtrểị cho thấy mối quan hệ thuận chiều biến độc lập với ý định chia sẻ tri thức chun mơn tồn thể đội ngũ nhân viên lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ Bảng 5: Kết phân tích phương sai ANOVA Model Sum of Squares ANOVAa df Mean Square F Sig Bảng 5: Kết phân tích phương sai ANOVA 37,372 ,000b Regression 29,836 5,967 AN27O6VAa F Sig Residual 44,070 ,160 37,372 ,000b MoTdeoltal Sum73o,f9S06quares 28d1f Mean Square a D1ependRenetgVreasrsiiaobnle: YD 29,836 5,967 b PredictorRse:s(iCduoanlstant), TT, K4T4,,0C7Q0 , KS, TD 276 ,160 Nguồn: Tổng hTợoptatừl kết phân7t3íc,h90tr6ên SPSS 26 281 a Dependent Variable: YD b Predictors: (Constant), TT, KT, CQ, KS, TD ĐNểgkuiồểmn: đTịổnnhgshựợpphtùừhkợếpt qcuủảa mphơâhnìtníhchqturntổSnPgStShể2,6t.a xem xét đến giá trị F từ bảng phân tích ANOVA, giá trị caoFn=h3ấ7t,l3à72b,iếgniáKtrịTSligà.0=,5,05080.,Nnhhưưvvậậyym, cơóhìtnhhểhnồóiiqcyctumyếụncthínỏhilđàaphsốù hđợềpuvnớhiậtậnpđdưữợlciệunhviàềcstựhểđsáửndhụgnigá “đồng ý” đtừĐượểnckg.iưểờmi đkịhnhảosựsápth.ù hợp mơ hình quy tổng thể, ta xem xét đến giá trị F từ bảng phân tích ANOVA, giá trị TFừ=B3ả7n,3g742,, gtaiáctórị mSigơ h=ìn,0h00c,ánchnưhvâậny mtốơtáhcìnđhộhnồgi qđuếyntyếđnịntíhnhchlàiaphsùẻ htrợipthvứớictậcphudữlinệumvơàncógithữểascửádcụlnago động Hình 3: Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Hình 3: Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa Nguồn: Tổng hợp từ kết phân tích SPSS 26 lĩnh vực kinh doanh bảo hiểm nhân thọ nhân viên sau: Biểu đồ tần sốNcgủuaồpnhY:ầDTnổ=dnưg0ch,h8ợu8pẩ4nt+ừhkó0ếa,t2cq3hu3oảTtphDhấây+npth0ícâ,h2n1tpr1hêTốnTiScP+ủSa0Sp,2h16ầ6n.2dCưQxấ+p x0ỉ,1c0hu4ẩKnSc+ó g0i,á0t7rị8MKTean Kđộếltệqchuảchcuhẩon Sthyấdy DRevS q=u0a,r9e91là D0o,4đ0ó4, ccóóthnểgkhếĩtalulàậncráằcngbgiếiảnđđịnộhcvlềậphtârnonpghốmi cơhuhẩìnnhcủcphthầnể dgưiảkihtơhnígch 40,b4ị%vi cphoạms.ự biến động biến phụ thuộc “Ý định chia sẻ tri thức” Mức độ ảnh hưởng không Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn có giá trị Mean rõ rệt với mẫu quan sát đủ lớn (N = 282) chấp nhận được, có đủ sở để khẳng định Kết luận độ lệch chuẩn Syd Dev = 0,991 Do đó, kết luận giả định phân phối chuẩn phần dư không tác động biến độc lập lên biến phụ thuộc bị vi phạm Mơ hình khơng có tượng tự tương quan hệ số Durbin-Watson thu 1,891 nằm khoảng - 35 KHếệt sluốậpnhóng đại phương sai (VIF) nhân tố có giá trị < 10 chứng tỏ mơ hình hồi quy tuyến tính bội khơng có tượng đa cộng tuyến Dựa vào bảng Hệ số hồi quy mơ hình, ta thấy hệ số Sig biến độc lập TD, CQ, TT mơ hình nhỏ 0,01 nên biến độc lập có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 1% Biến KS, KT có tỷ lệ Sig < 0,05 nên biến có ý nghĩa thống kê mức ý nghĩa 5% Mức độ tác động yếu tố xếp thứ tự giảm dần (1) TD (β chuẩn hóa 0,24), (2) TT (β chuẩn hóa 0,198), (3) CQ (β chuẩn hóa 0,17), (4) KS (β chuẩn hóa 0,14), (5) KT (β chuẩn hóa 0,114) Kết mơ hình hồi quy cho thấy hệ số β chuẩn hóa > cho thấy mối quan hệ thuận chiều biến độc lập với ý định chia sẻ tri thức chun mơn tồn thể đội ngũ nhân viên lĩnh vực kinh Số 301(2) tháng 7/2022 75 doanh bảo hiểm nhân thọ Để kiểm định phù hợp mơ hình quy tổng thể, ta xem xét đến giá trị F từ bảng phân tích ANOVA, giá trị F = 37,372, giá trị Sig = ,000, mơ hình hồi quy tuyến tính phù hợp với tập liệu sử dụng Biểu đồ tần số phần dư chuẩn hóa cho thấy phân phối phần dư xấp xỉ chuẩn có giá trị Mean độ lệch chuẩn Syd Dev = 0,991 Do đó, kết luận giả định phân phối chuẩn phần dư không bị vi phạm Kết luận Tóm lại, nghiên cứu góp phần xác nhận lại kết nghiên cứu trước Aijen (1991) số tác giả bối cảnh Việt Nam Ngoài ra, nghiên cứu bổ sung thêm hai nhân tố ảnh hưởng Sự tự tin vào tri thức cá nhân Cơ chế khen thưởng Từ kết phân tích, tác giả đề xuất số hàm ý nhằm thúc đẩy hoạt động chia sẻ tri thức nhân viên doanh nghiệp bảo hiểm nhân thọ sau: Thứ nhất, doanh nghiệp cần nâng cao thái độ nhân viên ý định chia sẻ tri thức Thái độ yếu tố tác động mạnh đến ý định chia sẻ tri thức với hệ số beta = 0,233, đồng thời nhân viên đánh giá yếu tố mức trung bình Mean = 4,4512 Kết phân tích cho thấy nhân viên đánh giá cao thái độ họ ý định chia sẻ tri thức Vì nhà quản trị cần trọng phát triển yếu tố thái độ, xây dựng môi trường làm việc thân thiện, thường xuyên tổ chức buổi đào tạo, hội thảo, tọa đàm chuyên đề, tập huấn, tuyên truyền cổ động trực quan hay chương trình tuyên truyền ý nghĩa vai trò việc chia sẻ tri thức, sở hiệu góp phần tăng ý định chia sẻ tri thức Thứ hai, cần nâng cao tri thức cá nhân cho nhân viên tạo tự tin cho họ ý định chia sẻ tri thức Kết phân tích cho thấy Sự tự tin vào tri thức cá nhân yếu tố ảnh hưởng đến chia sẻ tri thức với beta = 0,211 mức trung bình Mean = 4,2163 Điều cho thấy nhân viên đánh giá cao vai trò Sự tự tin vào tri thức ý định chia sẻ tri thức Nguyên nhân chia sẻ tri thức có hai mặt lợi hại Nếu tri thức chia sẻ đắn, phù hợp, điều tốt cho tổ chức Ngược lại, nguồn tri thức chia sẻ sai lệch không xác gây hậu nghiêm trọng Điều khiến cho việc tự tin vào tri thức trở nên quan trọng hết Do đó, nhà trị cần khuyến khích nhân viên học hỏi kiểm chứng nguồn tri thức từ đa dạng nguồn Ngoài ra, nhà quản trị cần phát triển hệ thống sở liệu lớn cung cấp nguồn thông tin thống cho nhân viên phận đại lý, xây dựng hành trang vững cho nhân viên phận tư vấn viên Thứ ba, vai trò lãnh đạo đồng nghiệp quan trọng Nhân tố Chuẩn chủ quan có hệ số beta = 0,162, nhiên yếu tố lại có trung bình Mean = 4,3128 Điều cho thấy vai trị đồng nghiệp lãnh đạo Bản thân lãnh đạo gương chia sẻ tri thức Vì lãnh đạo người đầu, dẫn dắt nhân viên nên lãnh đạo quan tâm đến việc chia sẻ tri thức, nhân viên có xu hướng cởi mở ý định chia sẻ Do lãnh đạo cần tạo điều kiện cho nhân viên tham gia đào tạo, tập huấn tổ chức hội nghị, buổi đào tạo để họ có hội nâng cao lực chun mơn, đồng thời có hội học tập chia sẻ tri thức với nhau, thúc đẩy hoạt động chia sẻ tri thức phát triển Thứ tư, tạo điều kiện thuận lợi cho việc chia sẻ tri thức Kết phân tích liệu cho thấy Kiểm soát hành vi yếu tố ảnh hưởng đến ý định chia sẻ tri thức với hệ số beta = 0,104 mức trung bình Mean = 4,0177 Với mức ý nghĩa lớn 4, nghiên cứu kết luận kiểm sốt hành vi có tác động không nhỏ đến ý định chia sẻ tri thức Trong đó, việc thiếu điều kiện sở vật chất điều kiện cần thiết để chia sẻ tri thức cản trở lớn, khiến nhân viên khơng thể chia sẻ tri thức họ đồng nghiệp mong muốn Chính thế, doanh nghiệp cần đảm bảo đủ điều kiện cần thiết, đặc biệt trọng vào việc đẩy mạnh triển khai công cụ công nghệ thông tin hỗ trợ chia sẻ tri thức như: triển khai phần mềm nhóm, sở liệu điện tử; có đội ngũ kỹ thuật hỗ trợ, bảo trì hệ thống chuyên nghiệp Những nỗ lực phần giúp cải thiện kiểm soát hành vi từ tác động trực tiếp tới hành vi chia sẻ tri thức nhân viên lĩnh vực bảo hiểm nhân thọ Cuối cùng, doanh nghiệp cần trọng vào chế khen thưởng Với hệ số beta = 0,078 mức trung bình Mean = 3,5697 Điều cho thấy nhân viên chưa đánh giá cao chế khen thưởng công Số 301(2) tháng 7/2022 76 ty Vì vậy, doanh nghiệp bảo hiểm cần xây dựng quy chế đánh giá hoạt động chia sẻ tri thức lấy làm tiêu chí để khen thưởng nhân viên, vào việc tham gia tổ chức buổi hội thảo chia sẻ kinh nghiệm, trình bày báo cáo lấy làm tiêu chí đánh giá, tích lũy điểm hoạt động chia sẻ tri thức nhân viên Đồng thời, sách đãi ngộ với thành viên cần dựa đóng góp họ Từ thúc đẩy mong muốn tiếp tục cống hiến chia sẻ tri thức nhân viên Tài liệu tham khảo Ajzen, I (1991), ‘The theory of planned behavior’, Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50, 179-211 Anderson, J.C & Narus, J.A (1990), ‘A model of distributor firm and manufacturer firm working partnerships’, Journal of Marketing, 54(1), 42-58 Boland, R.J.J & Tenkasi, R.V (1995), ‘Perspective making and perspective taking in communities of knowing’, Organization Science, 6(4), 350-372 Cheng, Z & Li, C (2011), ‘Research on relationship between knowledge sharing and team performance in R&D Team’, proceeding of International Conference on Advances in Education and Management, Springer, Berlin, Heidelberg, 474- 481 Cohen, W.M & Levinthal, D.A (1990), ‘Absorptive capacity: A new perspective on learning and innovation’, Administrative Science Quarterly, 35, 128-152 Davenport, T.H & Prusak, L (1998), Working knowledge: How organizations manage what they know, Harvard Business school Press Fishbein, M & Ajzen, I (1980), Understanding Attitudes and Predicting Social Behavior, Preventive-Hall Foss, N.J., Minbaeva, D.B., Pedersen, T & Reinholt, M (2009), ‘Encouraging knowledge sharing among employees: How job design matters’, Human Resource Management, 48(6), 871-893 Gagné, M & Deci, E.L (2005), ‘Self-determination theory and work motivation’, Journal of Organizational Behavior, 26, 331-362 Gecas,V (1971), ‘Parental behavior and dimensions of adolescent self-evaluation’, Sociometry, 34(4), 466-482 Goh, S (2002), ‘Managing effective knowledge transfer: An integrative framework and some practice implication’, Journal of Knowledge Management, 6(1), 23-30 Gupta, A.K & Govindarajan,V (2000), ‘Knowledge flows within multinational corporations’, Strategic Management Journal, 21, 473-496 Hair, J.F., Anderson, R.E., Tatham, R.L & Black, W.C (1998), Multivariate data analysis, Upper Saddle River Hendriks, P (1999), ‘Why share knowledge? The influence of ICT on the motivation for knowledge sharing’, Knowledge & Process Management, 6, 91-100 Hooff, B.V.D & Ridder, J.A (2004), ‘Knowledge sharing in context: the influence of organizational commitment’, Journal of Knowledge Management, 8(6), 117-130 Karahanna, E & Straub, D.W (1999), ‘Psychological origins of perceived usefulness and ease of use’, Information and Management, 34(5), 237-250 Kugel, J & Schostek, C (2004), Knowledge Sharing: Rewards for knowledge sharing, retrieved on March 21st, from Nonaka, I & Takeuchi, H (1995), The knowledge-creating company, Oxford University Press, New York Pavlou, P.A & Fygenson, M (2006), ‘Understanding and predicting electronic commerce adoption, an extension of the theory of planned behavior’, MIS Quarterly, 30(1), 115-143 Syed-Ikhsan, S & Rowland, F (2004), ‘KM in public organizations: a study on the relationship between organizational elements and the performance of knowledge transfer’, Journal of Knowledge Management, 8(2), 95-111 Tabachnick, B.G & Fidell, L.S (2007), Using Multivariate Statistics, New York: Allyn and Bacon Số 301(2) tháng 7/2022 77