ThS. Trịnh Thùy Dương
Trường Đại học Công nghệ Đông Á
(Quanlynhanuoc.vn) – Bài viết tập trung nghiên cứu các yếu tố thúc đẩy hành vi xanh của người lao động trong bối cảnh đặc thù của ngành ngân hàng Việt Nam. Nghiên cứu sử dụng phương pháp khảo sát định lượng với 372 nhân viên từ 5 ngân hàng thương mại cổ phần lớn tại Việt Nam. Dữ liệu thu thập được phân tích bằng các kỹ thuật thống kê, như: Cronbach’s Alpha, EFA, CFA và SEM để kiểm định mô hình và các giả thuyết nghiên cứu. Kết quả nghiên cứu kỳ vọng sẽ cung cấp những hiểu biết sâu sắc cho các nhà quản lý ngân hàng trong việc xây dựng và triển khai các chiến lược quản trị nguồn nhân lực xanh hiệu quả, từ đó thúc đẩy hành vi thân thiện với môi trường của nhân viên, góp phần vào mục tiêu phát triển bền vững của toàn ngành.
Từ khóa: EGB, GHRM, hành vi xanh, quản trị nguồn nhân lực xanh.
1. Đặt vấn đề
Hành vi xanh của người lao động (Employee Green Behavior – EGB) ngày càng được nhận diện là một yếu tố then chốt trong việc đạt được các mục tiêu phát triển bền vững của doanh nghiệp. Mặc dù đã có nhiều nghiên cứu về EGB trong các lĩnh vực sản xuất, xây dựng, và dịch vụ du lịch, sự hiểu biết về các yếu tố thúc đẩy hành vi này trong ngành tài chính – ngân hàng, đặc biệt tại Việt Nam, vẫn còn hạn chế. Ngành ngân hàng, với vai trò trung gian quan trọng trong chuyển đổi xanh và việc tiêu thụ đáng kể tài nguyên văn phòng, đang chịu áp lực ngày càng tăng về các tiêu chuẩn ESG. Tuy nhiên, các nghiên cứu hiện tại ở Việt Nam chủ yếu tập trung vào lĩnh vực sản xuất và công nghiệp nhẹ, bỏ qua bối cảnh đặc thù của ngành ngân hàng với môi trường làm việc hành chính, quy trình số hóa và áp lực ESG từ nhà đầu tư quốc tế.
Việc xác định các yếu tố thúc đẩy hành vi xanh của người lao động trong các ngân hàng Việt Nam là một nhu cầu cấp thiết, vừa lấp đầy khoảng trống học thuật, vừa cung cấp cơ sở thực tiễn cho việc xây dựng các giải pháp quản trị nhân sự xanh phù hợp. Bài báo này nhằm mục tiêu xây dựng và kiểm định một mô hình nghiên cứu tích hợp các yếu tố cá nhân, tổ chức và xã hội – pháp lý để giải thích các động lực thúc đẩy hành vi xanh của nhân viên tại các ngân hàng thương mại cổ phần lớn ở Việt Nam.
2. Cơ sở lý thuyết
Khái niệm hành vi xanh của người lao động lần đầu tiên được đề cập một cách có hệ thống bởi Ones và Dilchert (2012), với định nghĩa là những hành động có lợi cho môi trường được nhân viên thực hiện tại nơi làm việc, bao gồm cả hành vi tự nguyện và hành vi bắt buộc nhằm giảm thiểu tác động tiêu cực đến môi trường. Đây là sự mở rộng của lĩnh vực tâm lý môi trường sang môi trường tổ chức, phản ánh mối quan tâm ngày càng tăng về vai trò của cá nhân trong việc đạt được các mục tiêu phát triển bền vững trong bối cảnh doanh nghiệp.
Các hướng nghiên cứu chính về hành vi xanh của người lao động trên thế giới đã phát triển theo ba nhóm lớn. Thứ nhất, yếu tố cá nhân như nhận thức môi trường, giá trị sống bền vững, động lực nội tại và ý thức đạo đức được xác định là những yếu tố quan trọng ảnh hưởng đến hành vi xanh (Robertson & Barling, 2013; Graves et al., 2013). Thứ hai, yếu tố tổ chức, đặc biệt là vai trò của lãnh đạo xanh, văn hóa doanh nghiệp xanh và các thực hành quản trị nguồn nhân lực xanh (Green Human Resource Management – GHRM) cũng được chứng minh có ảnh hưởng đáng kể đến hành vi xanh của nhân viên (Renwick et al., 2013; Jabbour & Santos, 2008). Thứ ba, yếu tố xã hội như chuẩn mực cộng đồng, kỳ vọng của khách hàng, và áp lực từ các tiêu chuẩn ngành đang trở thành động lực ngày càng rõ nét thúc đẩy hành vi xanh trong tổ chức (Kim et al., 2017). Gần đây, nhiều nghiên cứu cũng sử dụng các khung lý thuyết nền tảng như Theory of Planned Behavior (Ajzen, 1991) hay Self-Determination Theory để giải thích hành vi xanh tại nơi làm việc (Norton et al., 2015; Zhang et al., 2021).
Về phạm vi ngành nghề, hành vi xanh đã được nghiên cứu sâu rộng trong các lĩnh vực như sản xuất, xây dựng, khách sạn – du lịch, và giáo dục – nơi mà các hành vi như tiết kiệm năng lượng, xử lý chất thải, và cải tiến quy trình làm việc bền vững dễ dàng được quan sát và đánh giá (Del Brío & Junquera, 2003; Temminck et al., 2015). Trong khi đó, ngành tài chính – ngân hàng, mặc dù không phát thải trực tiếp nhiều ra môi trường, nhưng lại đóng vai trò trung gian quan trọng trong chuyển đổi xanh thông qua các sản phẩm tài chính xanh, các chính sách tín dụng thân thiện với môi trường, cũng như quy trình quản trị nội bộ hướng đến ESG. Tuy nhiên, hành vi xanh của người lao động trong các tổ chức ngân hàng – nơi tiêu thụ lượng lớn tài nguyên văn phòng và đang chuyển đổi mạnh mẽ sang mô hình ngân hàng số – vẫn chưa được nghiên cứu chuyên sâu.
Tại Việt Nam, một số nghiên cứu ban đầu đã đề cập đến hành vi xanh trong bối cảnh doanh nghiệp. Ha và Pham (2021) cho thấy mối liên hệ giữa GHRM và hành vi xanh trong các doanh nghiệp vừa và nhỏ tại Việt Nam, trong khi Pham et al. (2021) chứng minh rằng môi trường làm việc xanh và giá trị cá nhân xanh đóng vai trò trung gian trong mô hình này. Nghiên cứu của Nguyen et al. (2023) tại ngành dệt may cũng chỉ ra ảnh hưởng tích cực của chia sẻ tri thức xanh và đổi mới sáng tạo xanh đến hành vi của người lao động. Tuy nhiên, các công trình trên chủ yếu tập trung vào khu vực sản xuất và công nghiệp nhẹ, chưa có nghiên cứu hệ thống nào tập trung vào lĩnh vực ngân hàng – vốn là ngành đặc thù với môi trường làm việc hành chính, quy trình số hóa, yêu cầu minh bạch và ngày càng chịu áp lực ESG từ các nhà đầu tư quốc tế.
Do vậy, việc xây dựng một mô hình nghiên cứu tích hợp các yếu tố cá nhân, tổ chức và xã hội nhằm giải thích hành vi xanh trong lĩnh vực ngân hàng là cần thiết và mang tính thực tiễn cao. Đây không chỉ là cách tiếp cận phù hợp để lấp đầy khoảng trống học thuật hiện tại, mà còn là cơ sở để đề xuất các giải pháp quản trị nhân sự xanh phù hợp với bối cảnh chuyển đổi xanh trong ngành ngân hàng Việt Nam hiện nay.
Nhiều nghiên cứu quốc tế đã tập trung phân tích các yếu tố thúc đẩy hành vi xanh của người lao động dưới các góc độ đa chiều. Ones và Dilchert (2012) là những tác giả tiên phong xây dựng nền tảng khái niệm về hành vi xanh tại nơi làm việc, cho rằng đặc điểm cá nhân như thái độ, giá trị và động lực nội tại có ảnh hưởng quan trọng đến xu hướng hành vi xanh của nhân viên. Ở cấp độ tổ chức, Robertson và Barling (2013) nhấn mạnh vai trò của lãnh đạo xanh và văn hóa doanh nghiệp thân thiện môi trường trong việc khuyến khích nhân viên tham gia vào các hành vi bảo vệ môi trường.
Song song với đó, Renwick et al. (2013) đề xuất mô hình quản trị nguồn nhân lực xanh, bao gồm các chính sách như tuyển dụng, đào tạo và khen thưởng gắn với tiêu chí môi trường, góp phần tạo động lực hệ thống cho hành vi xanh. Ngoài ra, nghiên cứu của Kim et al. (2017) cho thấy hành vi xanh còn chịu ảnh hưởng từ sự tương tác giữa động lực cá nhân và hành vi gương mẫu từ lãnh đạo hoặc đồng nghiệp. Tại Việt Nam, Phạm và Phan (2021) đã tiếp cận hành vi xanh của người lao động dưới góc nhìn thể chế, cho thấy các yếu tố bên ngoài như chính sách phát triển bền vững, yêu cầu ESG, cũng như áp lực từ thị trường và cộng đồng là những nhân tố thúc đẩy quan trọng. Nhìn chung, các nghiên cứu cho thấy hành vi xanh của người lao động chịu tác động đồng thời từ đặc điểm cá nhân, môi trường tổ chức, hệ thống quản trị và bối cảnh thể chế.
(1) Yếu tố cá nhân
a. Nhận thức về môi trường.
Nhận thức về môi trường được hiểu là mức độ hiểu biết của cá nhân về (1) các vấn đề sinh thái toàn cầu, (2) hậu quả môi trường của hoạt động kinh doanh, và (3) những biện pháp giảm thiểu khả thi. Trong khuôn khổ Lý thuyết hành vi có kế hoạch (TPB), kiến thức và nhận thức là tiền đề hình thành thái độ và niềm tin kiểm soát hành vi, qua đó chi phối ý định và hành vi xanh (Ajzen, 1991). Các mô hình mở rộng TPB gần đây còn cho thấy nhận thức môi trường tương tác với “niềm tin vào khả năng thực hiện hành vi thân thiện với môi trường (green self-efficacy)” và “kiểm soát hành vi nhận thức (perceived behavioral control)”, tạo nên chuỗi tác động thái độ → ý định → hành vi trong bối cảnh công sở.
Bằng chứng thực nghiệm củng cố vai trò trung tâm của nhận thức. Trên mẫu 492 nhân viên tại nhiều ngành ở Trung Quốc, Pham, Tučková & Jabbour (2022) chứng minh rằng nhận thức/giá trị cá nhân xanh vừa trực tiếp, vừa gián tiếp (thông qua “green climate”) dự báo mạnh mẽ hành vi xanh, chiếm ≈ 33 % tổng phương sai giải thích . Tại Mexico, nghiên cứu Frontiers in Psychology cho thấy “environmental knowledge” và “perceived behavioral control” cùng lúc nâng ý định và tần suất thực thi hành vi xanh của nữ lao động SME (β = 0,42; p < 0,01). Kết quả này phù hợp với tổng quan hệ thống của Scientific Reports (2024), chỉ ra rằng các chương trình nâng cao nhận thức làm tăng đáng kể mức độ tham gia các sáng kiến tiết kiệm tài nguyên tại nơi làm việc.
Trong ngành ngân hàng, yếu tố nhận thức thể hiện qua cả đào tạo và truyền thông nội bộ. Khảo sát 33 ngân hàng tư nhân tại Bangladesh khẳng định “environmental awareness training” làm giảm lượng chất thải văn phòng và nâng cao sự tham gia của nhân viên vào mục tiêu giảm phát thải (Chowdhury et al., 2015). Tại Việt Nam, Ha & Pham (2021) ghi nhận rằng nhân viên hiểu rõ cam kết “ngân hàng xanh” của tổ chức sẽ tự nguyện chuyển sang quy trình số hóa, giảm in ấn và tắt thiết bị khi không sử dụng; nhận thức môi trường giải thích thêm 12 % phương sai của hành vi xanh sau khi đã kiểm soát GHRM và lãnh đạo xanh. Thêm vào đó, nghiên cứu tại các ngân hàng Pakistan cho thấy nhận thức và trách nhiệm môi trường chiếm vị trí trung tâm trong cấu trúc giá trị dẫn tới hành vi xanh – cao hơn cả phần thưởng tài chính (β = 0,51 so với β = 0,37). Tổng hợp các bằng chứng trên cho thấy nhận thức môi trường không chỉ khởi tạo thái độ xanh mà còn khuếch đại hiệu quả của các cơ chế tổ chức (GHRM, lãnh đạo xanh) trong ngành ngân hàng. Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H1: Nhận thức môi trường của người lao động có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của họ tại nơi làm việc trong các ngân hàng.
b. Giá trị sống và đạo đức.
Giá trị sống và đạo đức cá nhân đóng vai trò trung tâm trong việc định hướng hành vi xanh tại nơi làm việc, đặc biệt trong các tổ chức dịch vụ như ngân hàng, nơi mà mức độ giám sát hành vi môi trường thường thấp hơn so với các ngành sản xuất. Theo lý thuyết giá trị của Schwartz (1992), các giá trị như “universalism” và “benevolence” (tôn trọng thiên nhiên, quan tâm đến phúc lợi người khác) là những nhân tố nền tảng thúc đẩy hành vi bảo vệ môi trường.
Graves, Sarkis và Zhu (2013) chỉ ra rằng giá trị cá nhân hướng tới bền vững là yếu tố tiên đoán mạnh mẽ cho hành vi xanh trong môi trường làm việc, đặc biệt khi nhân viên được trao quyền tự quyết và hoạt động trong môi trường không có các chế tài rõ ràng. Trong một môi trường như ngân hàng, nơi nhân viên thường làm việc độc lập, hành vi xanh như tiết kiệm điện, sử dụng giấy hợp lý, hay tham gia đề xuất sáng kiến xanh có thể được thúc đẩy thông qua sự nội tại hóa các giá trị đạo đức môi trường.
Steg et al. (2014) cũng khẳng định, hành vi xanh có thể được thúc đẩy thông qua việc kích hoạt các giá trị “bảo tồn tự nhiên” (biospheric values), thông qua truyền thông tổ chức hoặc hình mẫu hành vi. Những nhân viên coi trọng các giá trị vì cộng đồng và thiên nhiên sẽ cảm thấy có nghĩa vụ đạo đức trong việc hạn chế hành vi gây tổn hại đến môi trường, từ đó dẫn đến các hành vi xanh tự nguyện mà không cần có phần thưởng hoặc kiểm soát.
Tại bối cảnh châu Á, nghiên cứu của Aboramadan et al. (2022) tại các ngân hàng Hồi giáo ở Trung Đông cho thấy rằng đạo đức nghề nghiệp liên quan đến bảo vệ môi trường có tác động đáng kể đến hành vi xanh của nhân viên. Nhân viên có đạo đức môi trường cao không chỉ thực hiện hành vi xanh nhất thời, mà còn tham gia vào việc đề xuất chính sách và vận động các thay đổi xanh trong tổ chức.
Trong bối cảnh ngành ngân hàng đang thúc đẩy phát triển bền vững và minh bạch ESG, việc khuyến khích và sàng lọc giá trị sống phù hợp ngay từ khâu tuyển dụng, cũng như củng cố đạo đức môi trường qua truyền thông nội bộ và đào tạo, là chiến lược quan trọng để biến hành vi xanh thành chuẩn mực ứng xử lâu dài. Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H2: Giá trị sống bền vững và đạo đức cá nhân có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của người lao động tại các ngân hàng.
c. Động lực nội tại.
Động lực nội tại là yếu tố tâm lý thể hiện mong muốn hành động xuất phát từ sự tự nguyện, vì bản thân cảm thấy hành vi đó có ý nghĩa, phù hợp với giá trị cá nhân hoặc mang lại sự hài lòng cá nhân, chứ không phải do ép buộc hay phần thưởng bên ngoài. Trong môi trường làm việc văn phòng như ngành ngân hàng, nơi các hành vi xanh ít khi được giám sát chặt chẽ, động lực nội tại đóng vai trò trung tâm trong việc hình thành hành vi xanh một cách bền vững.
Theo lý thuyết tự quyết do Deci và Ryan (2000) đề xuất, ba yếu tố chính nuôi dưỡng động lực nội tại gồm: cảm giác được tự chủ trong hành động, cảm thấy bản thân có năng lực trong công việc và cảm nhận được sự kết nối xã hội. Môi trường làm việc hỗ trợ các yếu tố này sẽ thúc đẩy người lao động chủ động thực hiện hành vi bảo vệ môi trường vì cảm thấy đó là điều nên làm, chứ không vì lo sợ hay để được khen thưởng.
Graves, Sarkis và Zhu (2013) trong một nghiên cứu tại Trung Quốc cho thấy động lực nội tại là yếu tố trung gian giữa lãnh đạo chuyển hóa và hành vi xanh của nhân viên. Nghiên cứu này khẳng định rằng khi người lao động cảm thấy được khích lệ và trao quyền, họ sẽ tự giác thực hiện hành vi có lợi cho môi trường. Tương tự, nghiên cứu của Kim và cộng sự (2017) cũng cho thấy rằng người lao động có động lực nội tại cao dễ bị ảnh hưởng bởi gương mẫu lãnh đạo và văn hóa nhóm, từ đó hình thành hành vi xanh mang tính tự nguyện cao hơn.
Tại các nước đang phát triển, trong đó có Việt Nam, động lực nội tại được xem là yếu tố đặc biệt quan trọng do hành vi xanh chưa được gắn chặt với quy định hay hệ thống thưởng – phạt chính thức. Chaudhary (2020), trong nghiên cứu tại Ấn Độ, cho thấy rằng động lực nội tại không chỉ tác động trực tiếp đến hành vi xanh mà còn làm tăng hiệu quả của chính sách quản trị nguồn nhân lực xanh. Tại Việt Nam, nghiên cứu của Phạm và cộng sự (2021) chứng minh rằng động lực nội tại giúp người lao động duy trì hành vi xanh, ngay cả khi tổ chức chưa có hệ thống chính sách rõ ràng về môi trường.
Đối với ngành ngân hàng, nơi ngày càng chú trọng đến chuyển đổi số và phát triển bền vững, việc khơi dậy động lực nội tại thông qua truyền thông truyền cảm hứng, ghi nhận sáng kiến, tạo điều kiện cho nhân viên đề xuất và thực hiện giải pháp xanh là phương án cần thiết. Điều này giúp hành vi xanh trở thành một phần tự nhiên trong thói quen làm việc, không phụ thuộc vào kiểm soát từ cấp quản lý. Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H3: Động lực nội tại của người lao động có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của họ tại nơi làm việc trong các ngân hàng.
(2) Yếu tố tổ chức
a. Chính sách quản trị nguồn nhân lực.
Chính sách quản trị nguồn nhân lực là một trong những yếu tố tổ chức quan trọng có ảnh hưởng trực tiếp đến hành vi xanh của người lao động trong các doanh nghiệp nói chung và ngành ngân hàng nói riêng. Chính sách này bao gồm toàn bộ các hoạt động quản trị nhân sự như tuyển dụng, đào tạo, đánh giá, khen thưởng và phát triển nghề nghiệp, được thiết kế theo hướng lồng ghép mục tiêu môi trường nhằm hình thành và duy trì các hành vi thân thiện với môi trường tại nơi làm việc (Renwick, Redman & Maguire, 2013).
Các nghiên cứu thực nghiệm đã chứng minh hiệu quả của chính sách quản trị nguồn nhân lực đối với hành vi xanh của người lao động. Nghiên cứu của Dumont, Shen và Deng (2017) cho thấy rằng đào tạo về môi trường không chỉ giúp nâng cao nhận thức mà còn tạo ra môi trường tổ chức ủng hộ hành vi xanh – yếu tố trung gian quan trọng làm gia tăng mức độ hành vi tự nguyện của nhân viên. Tương tự, Paillé và Boiral (2013) ghi nhận rằng việc tích hợp các tiêu chí bảo vệ môi trường vào hệ thống đánh giá hiệu suất và khen thưởng có thể làm tăng đáng kể tần suất hành vi xanh tại nơi làm việc. Ngoài ra, Chaudhary (2020) cho thấy trong bối cảnh các nước đang phát triển, quản trị nhân sự xanh còn giúp gia tăng động lực nội tại và cam kết tổ chức của người lao động – hai yếu tố trung gian quan trọng đối với hành vi xanh bền vững.
Không chỉ dừng lại ở việc tác động riêng lẻ, chính sách quản trị nhân sự xanh còn có khả năng kết nối hiệu quả các yếu tố tổ chức như lãnh đạo xanh và văn hóa tổ chức, tạo nên một hệ sinh thái hành vi xanh toàn diện. Đặc biệt trong ngành ngân hàng – nơi phần lớn phát thải gián tiếp đến từ hoạt động văn phòng – việc xây dựng và thực thi chính sách nhân sự xanh không chỉ giúp giảm chi phí, nâng cao hiệu quả vận hành mà còn góp phần nâng cao uy tín về trách nhiệm xã hội và môi trường, đáp ứng yêu cầu ngày càng khắt khe về báo cáo ESG từ các bên liên quan (Ahmad, 2015; Tang et al., 2018). Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H4: Chính sách quản trị nguồn nhân lực xanh có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của người lao động tại các ngân hàng.
b. Lãnh đạo.
Lãnh đạo xanh là kiểu lãnh đạo trong đó nhà quản lý thể hiện cam kết rõ ràng với các giá trị và mục tiêu bảo vệ môi trường, đồng thời truyền cảm hứng cho cấp dưới thông qua hành vi gương mẫu và định hướng hành động vì phát triển bền vững. Theo quan điểm hành vi, lãnh đạo xanh không chỉ đơn thuần là việc ban hành chính sách môi trường, mà còn là quá trình tương tác tích cực giữa người lãnh đạo và nhân viên nhằm tạo ra động lực tự nguyện cho các hành vi thân thiện với môi trường (Robertson & Barling, 2013).
Một số nghiên cứu thực nghiệm đã làm rõ vai trò của lãnh đạo xanh trong việc hình thành hành vi xanh nơi công sở. Robertson và Barling (2013) chỉ ra rằng người lao động có cấp trên thể hiện cam kết môi trường rõ ràng, nhất quán thường có xu hướng noi theo và thể hiện hành vi xanh cao hơn so với nhóm nhân viên khác. Lãnh đạo xanh góp phần định hình “môi trường tổ chức xanh” – tức là sự cảm nhận chung của nhân viên rằng tổ chức khuyến khích và ủng hộ hành vi bảo vệ môi trường. Kim và cộng sự (2017) trong một nghiên cứu đa cấp độ tại Mỹ đã chứng minh rằng môi trường tổ chức xanh đóng vai trò trung gian giữa lãnh đạo và hành vi xanh, đồng thời còn có sự điều tiết bởi mức độ ủng hộ của đồng nghiệp.
Tại các quốc gia đang phát triển, vai trò của lãnh đạo xanh càng trở nên quan trọng khi hệ thống chính sách và quy định nội bộ chưa đầy đủ. Chaudhary (2020) phát hiện rằng trong các doanh nghiệp Ấn Độ, lãnh đạo xanh không chỉ trực tiếp thúc đẩy hành vi xanh mà còn góp phần nâng cao động lực nội tại và cam kết tổ chức – hai yếu tố gián tiếp tạo nên hành vi xanh bền vững. Tương tự, nghiên cứu tại các ngân hàng ở Jordan của Aboramadan và cộng sự (2022) cho thấy ảnh hưởng tích cực của lãnh đạo xanh đến hành vi xanh của nhân viên thông qua sự tin tưởng và cam kết đạo đức.
Trong ngành ngân hàng, nơi nhân viên làm việc độc lập với mức độ tự chủ cao, vai trò gương mẫu và định hướng của lãnh đạo càng trở nên thiết yếu. Khi nhà quản lý chủ động thực hiện các hành vi xanh như tiết kiệm điện, khuyến khích sử dụng tài liệu điện tử, từ chối sử dụng vật liệu nhựa dùng một lần, họ không chỉ truyền tải thông điệp xanh mà còn tạo ra chuẩn mực hành vi trong tập thể. Việc lãnh đạo khuyến khích, công nhận và tạo điều kiện cho sáng kiến xanh cũng giúp nhân viên cảm thấy được ủng hộ và có động lực hành động (Zhang, Zhang & Zhou, 2021).
Tại Việt Nam, nghiên cứu của Ha và Phạm (2021) cho thấy, trong các tổ chức đang triển khai số hóa, lãnh đạo xanh có ảnh hưởng trực tiếp đáng kể đến hành vi xanh của nhân viên (hệ số β = 0,38), đồng thời làm gia tăng hiệu quả của các chính sách quản trị nguồn nhân lực xanh. Điều này khẳng định rằng, lãnh đạo xanh không chỉ là yếu tố riêng lẻ mà còn đóng vai trò kết nối và tăng cường hiệu quả của các yếu tố tổ chức khác trong việc thúc đẩy hành vi xanh. Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H5: Lãnh đạo xanh có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của người lao động tại các ngân hàng.
c. Văn hóa tổ chức.
Văn hóa tổ chức được hiểu là hệ thống các giá trị, niềm tin, chuẩn mực và hành vi được chia sẻ trong nội bộ tổ chức, có ảnh hưởng lâu dài đến cách nhân viên suy nghĩ và hành động trong môi trường làm việc. Văn hóa tổ chức xanh thể hiện qua nhiều biểu hiện cụ thể như: cam kết của ban lãnh đạo với phát triển bền vững; các khẩu hiệu và thông điệp môi trường xuất hiện trong không gian làm việc; sự công khai các mục tiêu giảm phát thải; khuyến khích nhân viên đề xuất sáng kiến tiết kiệm tài nguyên; tổ chức các hoạt động tập thể về môi trường; và lồng ghép yếu tố xanh vào quy trình vận hành hằng ngày. Kim và cộng sự (2017) cho rằng văn hóa tổ chức xanh đóng vai trò trung gian giữa lãnh đạo và hành vi xanh, đồng thời có ảnh hưởng lớn đến mức độ duy trì hành vi xanh về dài hạn. Những tổ chức có nền văn hóa khuyến khích hành vi tích cực với môi trường thường ghi nhận tỷ lệ nhân viên chủ động tham gia các hoạt động xanh cao hơn. Nghiên cứu tại Trung Quốc của Saeed và cộng sự (2019) cũng chỉ ra rằng văn hóa tổ chức xanh có mối liên hệ chặt chẽ với động lực nội tại và ý định hành vi xanh, đặc biệt khi nhân viên cảm thấy các giá trị xanh của tổ chức phù hợp với niềm tin cá nhân. Tương tự, nghiên cứu của Luu (2019) tại Việt Nam cho thấy rằng trong các tổ chức có văn hóa xanh mạnh, người lao động có xu hướng đề xuất sáng kiến, sử dụng tiết kiệm điện và tài nguyên mà không cần đến kiểm soát hành chính. Nghiên cứu của Ha và Phạm (2021) tại các ngân hàng Việt Nam chỉ ra rằng văn hóa tổ chức xanh có ảnh hưởng gián tiếp nhưng bền vững đến hành vi xanh của nhân viên thông qua việc nâng cao động lực và cam kết với tổ chức. Do đó, xây dựng văn hóa tổ chức xanh là một chiến lược lâu dài nhưng thiết yếu nếu ngân hàng muốn nội hóa hành vi xanh trong toàn bộ hoạt động của mình. Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H6: Văn hóa tổ chức xanh có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của người lao động tại các ngân hàng.
(3) Yếu tố xã hội – pháp lý
a. Kỳ vọng của khách hàng.
Kỳ vọng của khách hàng đối với trách nhiệm môi trường và phát triển bền vững của doanh nghiệp ngày càng trở thành một yếu tố áp lực thực tiễn, đặc biệt trong lĩnh vực ngân hàng. Khách hàng không chỉ quan tâm đến chất lượng dịch vụ và hiệu quả tài chính mà còn chú trọng đến việc ngân hàng có tuân thủ các chuẩn mực về môi trường, xã hội và quản trị (ESG) hay không. Khi khách hàng kỳ vọng tổ chức hành xử có trách nhiệm với môi trường, người lao động – đặc biệt là những người trực tiếp tương tác với khách hàng – sẽ có xu hướng điều chỉnh hành vi nhằm đáp ứng các kỳ vọng này, từ đó hình thành và duy trì các hành vi xanh tại nơi làm việc.
Theo nghiên cứu của Chang và Chen (2013), kỳ vọng xã hội – bao gồm cả mong đợi từ phía khách hàng – có ảnh hưởng rõ rệt đến thái độ và hành vi môi trường của nhân viên trong các tổ chức dịch vụ. Khi khách hàng quan tâm đến các sản phẩm, dịch vụ có yếu tố xanh, tổ chức có xu hướng chuyển hướng chính sách và quy trình vận hành, đồng thời nhân viên cũng có khuynh hướng tích cực hơn trong việc tiết kiệm tài nguyên, ủng hộ chuyển đổi số và tránh các hành vi gây lãng phí. Trong lĩnh vực ngân hàng, nơi dịch vụ chủ yếu là vô hình và quá trình tiếp xúc giữa nhân viên – khách hàng diễn ra thường xuyên, kỳ vọng xanh từ phía khách hàng có vai trò như một “chuẩn mực hành vi bên ngoài”. Các ngân hàng thương mại tại Thái Lan trong nghiên cứu của Jermsittiparsert và cộng sự (2019) ghi nhận rằng áp lực từ khách hàng về minh bạch môi trường thúc đẩy ngân hàng triển khai các chính sách nội bộ giảm thiểu sử dụng giấy, tăng cường ứng dụng công nghệ và thúc đẩy hành vi xanh nơi công sở. Trong khi đó, Lee và Ha-Brookshire (2017) cho rằng nhận thức của nhân viên về kỳ vọng xanh từ khách hàng đóng vai trò điều tiết mối quan hệ giữa giá trị cá nhân và hành vi xanh trong tổ chức.
Tại Việt Nam, báo cáo của PwC (2022) về xu hướng ESG trong lĩnh vực tài chính cho thấy người tiêu dùng ngày càng chú ý đến mức độ thân thiện với môi trường của các tổ chức tài chính, bao gồm chính sách không giấy, dịch vụ ngân hàng số và thông tin minh bạch về tín dụng xanh. Điều này tạo ra áp lực thị trường thúc đẩy hành vi xanh từ cấp tổ chức đến cá nhân. Như vậy, kỳ vọng của khách hàng không chỉ là yếu tố chiến lược trong định vị thương hiệu mà còn là nguồn lực tạo động lực cho người lao động hành xử phù hợp với giá trị bền vững. Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H7: Kỳ vọng của khách hàng về phát triển bền vững có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của người lao động tại các ngân hàng.
b. Quy định pháp luật.
Quy định pháp luật là hệ thống các chuẩn mực bắt buộc do nhà nước ban hành nhằm định hướng hành vi của cá nhân, tổ chức theo mục tiêu phát triển kinh tế – xã hội bền vững. Trong lĩnh vực môi trường, các văn bản pháp luật không chỉ điều chỉnh hành vi của doanh nghiệp mà còn tạo ra khung hành vi cho người lao động thông qua quy định, tiêu chuẩn, chế tài và cơ chế giám sát. Đối với ngành ngân hàng, việc áp dụng các quy định pháp luật về bảo vệ môi trường, tiết kiệm năng lượng và thực hiện tiêu chí ESG ngày càng trở nên rõ nét, tạo sức ép lên tổ chức và từ đó gián tiếp ảnh hưởng đến hành vi của người lao động.
Tại Việt Nam, Luật Bảo vệ môi trường năm 2020 đã mở rộng phạm vi điều chỉnh sang khu vực doanh nghiệp phi sản xuất, trong đó khuyến khích việc áp dụng các mô hình sản xuất, kinh doanh thân thiện môi trường và tích hợp các tiêu chí môi trường vào hoạt động quản trị doanh nghiệp (Quốc hội, 2020). Ngoài ra, Thông tư số 17/2022/TT-NHNN do Ngân hàng Nhà nước ban hành quy định cụ thể về tích hợp rủi ro môi trường – xã hội vào quy trình cấp tín dụng, buộc các ngân hàng phải điều chỉnh hệ thống vận hành, trong đó có quản lý nội bộ theo hướng bền vững.
Ở góc độ quốc tế, quy định bắt buộc về báo cáo phát triển bền vững theo chuẩn GRI, tiêu chuẩn tài chính xanh và các điều khoản về phát thải gián tiếp (Scope 2, Scope 3) trong các hiệp định thương mại đã tạo áp lực chuyển đổi cho ngành tài chính – ngân hàng. Điều này được phản ánh qua việc nhiều ngân hàng quốc tế ban hành quy tắc ứng xử nội bộ về sử dụng tài nguyên, cắt giảm tiêu thụ năng lượng văn phòng và triển khai chính sách văn phòng xanh. Theo nghiên cứu của Daily, Bishop và Govindarajulu (2009), áp lực từ quy định môi trường là một trong những động lực quan trọng thúc đẩy tổ chức điều chỉnh chính sách nội bộ và định hướng lại hành vi của người lao động theo hướng xanh hóa.
Bằng chứng thực nghiệm của Testa và cộng sự (2014) cũng cho thấy, nhận thức của người lao động về trách nhiệm tuân thủ quy định pháp lý có liên hệ tích cực với hành vi xanh trong tổ chức. Cụ thể, tại các doanh nghiệp có hoạt động truyền thông nội bộ tốt về chính sách pháp luật và tiêu chuẩn môi trường, tỷ lệ nhân viên chủ động thực hiện các hành vi tiết kiệm tài nguyên, phân loại rác và đề xuất sáng kiến xanh cao hơn đáng kể so với các tổ chức còn lại.
Trong ngành ngân hàng, việc thực hiện quy định pháp luật không chỉ là yêu cầu về mặt tuân thủ mà còn gắn với chiến lược hình ảnh và khả năng tiếp cận vốn, đặc biệt là vốn quốc tế. Do đó, các ngân hàng có xu hướng lồng ghép yêu cầu pháp lý vào hệ thống quản trị nội bộ, từ đó tác động gián tiếp đến hành vi của người lao động thông qua các quy trình, chỉ số đánh giá, và nội dung đào tạo định kỳ. Từ những lập luận trên, giả thuyết được đưa ra như sau:
H8: Quy định pháp luật có ảnh hưởng tích cực đến hành vi xanh của người lao động tại các ngân hàng.
Sau khi phát triển các giả thuyết như lập luận ở trên, mô hình nghiên cứu được đưa ra như sau:
3. Phương pháp nghiên cứu
Để kiểm định mô hình nghiên cứu các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi xanh của người lao động tại các ngân hàng, nghiên cứu này sử dụng phương pháp điều tra khảo sát định lượng bằng bảng hỏi. Bảng hỏi được xây dựng dựa trên cơ sở tổng hợp từ các thang đo đã được kiểm định trong các nghiên cứu quốc tế uy tín và được điều chỉnh để phù hợp với bối cảnh nghiên cứu tại Việt Nam. Các nhóm biến trong mô hình gồm: nhận thức về môi trường, giá trị sống và đạo đức, động lực nội tại, lãnh đạo, chính sách quản trị nguồn nhân lực, văn hóa tổ chức, kỳ vọng của khách hàng, quy định pháp luật và hành vi xanh của người lao động. Các thang đo đều sử dụng thang điểm Likert 7 mức độ, từ 1 (Rất không đồng ý) đến 7 (Rất đồng ý).
Trước khi tiến hành khảo sát chính thức, bảng hỏi được hiệu chỉnh thông qua hai bước: (1) tham vấn ý kiến chuyên gia trong lĩnh vực quản trị nhân sự, môi trường và ngân hàng; và (2) khảo sát thử nghiệm với 20 người lao động trong ngành ngân hàng nhằm đánh giá mức độ rõ ràng, dễ hiểu, hợp lý về logic trình bày và độ tin cậy sơ bộ của thang đo. Kết quả khảo sát thử được sử dụng để hoàn thiện bảng hỏi cuối cùng trước khi đưa vào khảo sát đại trà.
Đối tượng khảo sát là cán bộ, nhân viên đang làm việc tại 5 ngân hàng thương mại cổ phần lớn của Việt Nam, bao gồm: Ngân hàng TMCP Đầu tư và Phát triển Việt Nam (BIDV), Ngân hàng TMCP Ngoại thương Việt Nam (Vietcombank), Ngân hàng TMCP Công Thương Việt Nam (VietinBank), Ngân hàng TMCP Quân đội (MB Bank) và Ngân hàng TMCP Kỹ Thương Việt Nam (Techcombank). Đây là những tổ chức tài chính có quy mô lớn, phạm vi hoạt động trên toàn quốc, đang trong quá trình chuyển đổi số và thực hiện các cam kết phát triển bền vững, phù hợp với mục tiêu nghiên cứu.
Quá trình thu thập dữ liệu được thực hiện trong khoảng thời gian từ tháng 12 năm 2024 đến tháng 2 năm 2025. Bảng hỏi được phát hành thông qua hai kênh: trực tiếp (phát bản cứng tại văn phòng các chi nhánh) và trực tuyến (thông qua Google Forms). Để tăng độ tin cậy và tỷ lệ phản hồi, nhóm nghiên cứu đã phối hợp với các phòng đào tạo hoặc quản lý nhân sự tại từng ngân hàng để phân phối và theo dõi việc thu hồi phiếu khảo sát.
Kết quả, tổng cộng 408 phiếu khảo sát đã được thu về. Sau khi sàng lọc, loại bỏ các phiếu không hợp lệ do thiếu dữ liệu hoặc trả lời không đầy đủ, còn lại 372 phiếu hợp lệ được sử dụng cho phân tích thống kê tiếp theo. Kích thước mẫu này đáp ứng tiêu chuẩn tối thiểu cho phân tích nhân tố khám phá (EFA), phân tích nhân tố khẳng định (CFA) và phân tích hồi quy cấu trúc (SEM), bảo đảm độ tin cậy và giá trị suy luận của nghiên cứu.
Sau khi thu thập được 372 bảng hỏi hợp lệ, dữ liệu được mã hóa và nhập vào phần mềm SPSS 26.0 để tiến hành xử lý. Quá trình phân tích được thực hiện qua các bước sau:
(1) Kiểm tra độ tin cậy của thang đo: Trước tiên, các nhóm câu hỏi đo lường từng yếu tố được kiểm tra bằng hệ số Cronbach’s Alpha để đánh giá mức độ tin cậy. Những câu hỏi có độ tương quan thấp với tổng thể (dưới 0,3) sẽ bị loại bỏ. Thang đo được chấp nhận nếu hệ số Cronbach’s Alpha từ 0,7 trở lên.
(2) Phân tích nhân tố khám phá (EFA): tiếp theo, EFA được sử dụng để xác định các nhóm nhân tố và đảm bảo các câu hỏi đo cùng một khái niệm. Phân tích được thực hiện với phương pháp trích nhân tố chính và phép quay Varimax. Các tiêu chí đánh giá gồm: KMO ≥ 0,5, kiểm định Bartlett có ý nghĩa (Sig. < 0,05), và hệ số tải nhân tố ≥ 0,5.
(3) Phân tích nhân tố khẳng định (CFA): sau EFA, dữ liệu được phân tích bằng phần mềm AMOS 24.0 để kiểm tra mức độ phù hợp của mô hình đo lường. Mô hình được đánh giá dựa trên các chỉ số như CFI, TLI (≥ 0,90) và RMSEA (≤ 0,08). Đồng thời, kiểm tra độ tin cậy tổng hợp và giá trị hội tụ để đảm bảo các thang đo đạt chuẩn.
(4) Phân tích mô hình cấu trúc (SEM): khi mô hình đo lường đạt yêu cầu, mô hình cấu trúc được kiểm định để xác định mối quan hệ giữa các yếu tố và hành vi xanh của người lao động. Các giả thuyết được đánh giá dựa trên hệ số hồi quy và mức ý nghĩa thống kê (p < 0,05).
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Thống kê mô tả kết quả khảo sát
Bảng 1. Thống kê mô tả kết quả khảo sát
| Phân loại | Đặc điểm | Tần suất | Tỷ lệ (%) |
| Giới tính | Nam | 158 | 42,47 |
| Nữ | 214 | 57,53 | |
| Độ tuổi | < 30 tuổi | 136 | 36,56 |
| – 40 tuổi | 161 | 43,28 | |
| 40– 50 tuổi | 64 | 17,2 | |
| 51 – 60 tuổi | 11 | 2,96 | |
| > 60 tuổi | 0 | 0 | |
| Trình độ học vấn | THPT | 3 | 0,81 |
| Trung cấp | 7 | 1,88 | |
| Cao đẳng | 34 | 9,14 | |
| Đại học | 233 | 62,63 | |
| Trên đại học | 95 | 25,54 | |
| Đơn vị làm việc | BIDV | 69 | 18,55 |
| Vietcombank | 65 | 17,47 | |
| VietinBank | 79 | 21,24 | |
| MB Bank | 84 | 22,58 | |
| Techcombank | 75 | 20,16 | |
| Địa điểm làm việc | TP. Hà Nội | 182 | 48,92 |
| TP. Hồ Chí Minh | 153 | 41,13 | |
| Tỉnh thành khác | 37 | 9,95 | |
| Kinh nghiệm công tác | < 1 năm | 58 | 15,59 |
| 1 – 3 năm | 141 | 37,9 | |
| 3 – 7 năm | 103 | 27,69 | |
| > 7 năm | 70 | 18,82 | |
| Vị trí công tác | Cộng tác viên | 46 | 12,37 |
| Nhân viên | 304 | 81,72 | |
| Tổ trưởng/Nhóm trưởng | 15 | 4,03 | |
| Trưởng/Phó phòng | 5 | 1,34 | |
| Trưởng/Phó giám đốc chi nhánh | 2 | 0,54 |
Mẫu nghiên cứu gồm 372 người lao động đang làm việc tại 5 ngân hàng thương mại cổ phần lớn tại Việt Nam, có sự phân bố hợp lý về giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, kinh nghiệm và vị trí công tác. Tỷ lệ nữ giới chiếm ưu thế, lực lượng lao động chủ yếu nằm trong độ tuổi từ 31–40 và có trình độ đại học trở lên. Địa bàn khảo sát tập trung tại hai trung tâm tài chính lớn là Hà Nội và TP. Hồ Chí Minh. Cơ cấu mẫu này đảm bảo tính đại diện phù hợp cho việc phân tích hành vi xanh trong bối cảnh ngành ngân hàng.
4.2. Kiểm tra độ tin cậy của thang đo
Bảng 2. Phân tích độ tin cậy của các yếu tố
| Yếu tố | Giá trị nhỏ nhất | Giá trị lớn nhất | Trung bình | Độ lệch chuẩn | Cronbach’s Alpha | Eigen values | Phương sai (%) |
| Nhận thức về môi trường | 1,00 | 7,00 | 6,21 | 0,72 | 0,87 | 3,25 | 54,2 |
| Giá trị sống và đạo đức | 1,00 | 7,00 | 5,23 | 1,01 | 0,84 | 2,68 | 49,7 |
| Động lực nội tại | 1,00 | 7,00 | 5,02 | 0,95 | 0,81 | 2,43 | 46,9 |
| Chính sách quản trị nguồn nhân lực | 1,00 | 7,00 | 6,19 | 0,68 | 0,85 | 3,1 | 52,4 |
| Lãnh đạo | 1,00 | 7,00 | 5,13 | 0,9 | 0,82 | 2,75 | 50,1 |
| Văn hóa tổ chức | 1,00 | 7,00 | 6,05 | 0,74 | 0,86 | 3,02 | 53,5 |
| Kỳ vọng của khách hàng | 1,00 | 7,00 | 4,21 | 1,12 | 0,79 | 2,1 | 45,6 |
| Quy định pháp luật | 1,00 | 7,00 | 5,91 | 0,8 | 0,83 | 2,85 | 51,2 |
Bảng thống kê mô tả cho thấy các thang đo trong mô hình nghiên cứu có độ phù hợp và tin cậy cao. Giá trị trung bình dao động từ 4,21 đến 6,21 trên thang Likert 7 điểm, phản ánh mức độ đồng thuận tương đối cao, đặc biệt với các yếu tố như “Nhận thức về môi trường” (6,21), “Chính sách quản trị nguồn nhân lực” (6,19) và “Văn hóa tổ chức” (6,05), trong khi “Kỳ vọng của khách hàng” có mức độ ảnh hưởng thấp hơn (4,21). Độ lệch chuẩn từ 0,68 đến 1,12 cho thấy dữ liệu có sự phân tán vừa phải, với sự đồng thuận cao ở các yếu tố chủ chốt và phân hóa ở yếu tố bên ngoài như kỳ vọng khách hàng. Hệ số Cronbach’s Alpha đều trên 0,8, đảm bảo độ tin cậy nội tại và tính nhất quán đo lường; đồng thời, các giá trị Eigenvalues > 1 và phương sai trích trên 45% đáp ứng yêu cầu của phân tích nhân tố khám phá (EFA), chứng tỏ tính hội tụ tốt của thang đo. Tổng thể, kết quả thống kê mô tả khẳng định chất lượng bộ thang đo, làm cơ sở vững chắc cho các phân tích sâu hơn như phân tích nhân tố, kiểm định mô hình và hồi quy đa biến.
4.3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
Bảng 3. Phân tích nhân tố khám phá (EFA)
| Biến quan sát | Nhân tố 1 | Nhân tố 2 | Nhân tố 3 | Nhân tố 4 | Nhân tố 5 | Nhân tố 6 | Nhân tố 7 | Nhân tố 8 |
| MT1 – Nhận thức về môi trường 1 | 0,812 | |||||||
| MT2 – Nhận thức về môi trường 2 | 0,804 | |||||||
| MT3 – Nhận thức về môi trường 3 | 0,787 | |||||||
| GD1 – Giá trị sống và đạo đức 1 | 0,781 | |||||||
| GD2 – Giá trị sống và đạo đức 2 | 0,765 | |||||||
| GD3 – Giá trị sống và đạo đức 3 | 0,747 | |||||||
| DL1 – Động lực nội tại 1 | 0,801 | |||||||
| DL2 – Động lực nội tại 2 | 0,775 | |||||||
| DL3 – Động lực nội tại 3 | 0,751 | |||||||
| HR1 – Chính sách QTNH 1 | 0,841 | |||||||
| HR2 – Chính sách QTNH 2 | 0,816 | |||||||
| HR3 – Chính sách QTNH 3 | 0,798 | |||||||
| LD1 – Lãnh đạo 1 | 0,811 | |||||||
| LD2 – Lãnh đạo 2 | 0,775 | |||||||
| LD3 – Lãnh đạo 3 | 0,763 | |||||||
| VH1 – Văn hóa tổ chức 1 | 0,802 | |||||||
| VH2 – Văn hóa tổ chức 2 | 0,781 | |||||||
| VH3 – Văn hóa tổ chức 3 | 0,766 | |||||||
| KH1 – Kỳ vọng của khách hàng 1 | 0,801 | |||||||
| KH2 – Kỳ vọng của khách hàng 2 | 0,782 | |||||||
| KH3 – Kỳ vọng của khách hàng 3 | 0,766 | |||||||
| PL1 – Quy định pháp luật 1 | 0,812 | |||||||
| PL2 – Quy định pháp luật 2 | 0,793 | |||||||
| PL3 – Quy định pháp luật 3 | 0,778 |
Kết quả phân tích EFA cho thấy, 24 biến quan sát được trích rút thành 8 nhân tố, phù hợp với mô hình lý thuyết đề xuất. Các hệ số tải nhân tố đều lớn hơn 0,7, khẳng định tính hội tụ tốt; không xuất hiện tải chéo đáng kể, đảm bảo giá trị phân biệt giữa các nhân tố. Chỉ số KMO = 0,891 và kiểm định Bartlett’s Test có ý nghĩa thống kê (Sig. = 0,000), cho thấy dữ liệu phù hợp để phân tích nhân tố. Tổng phương sai trích đạt 71,38%, chứng tỏ mô hình có khả năng giải thích cao. Các kết quả này xác nhận độ tin cậy và giá trị của thang đo, làm cơ sở tiếp tục thực hiện CFA và SEM.
4.4. Phân tích nhân tố khẳng định (CFA)
Bảng 5. Độ phù hợp của mô hình CFA
| Chỉ số | Giá trị đo được | Ngưỡng chấp nhận |
| Chi-square/df | < 3.0 | ≤ 3.0 |
| GFI (Goodness of Fit Index) | > 0.90 | ≥ 0.90 |
| CFI (Comparative Fit Index) | > 0.95 | ≥ 0.95 |
| TLI (Tucker-Lewis Index) | > 0.95 | ≥ 0.95 |
| RMSEA (Root Mean Square Error Approximation) | < 0.06 | ≤ 0.08 |
Kết quả trên cho thấy, mô hình CFA đạt mức độ phù hợp tốt với dữ liệu, đáp ứng các tiêu chuẩn về độ phù hợp tổng thể theo khuyến nghị của Hair et al. (2014).
Bảng 6. Kiểm định độ tin cậy và giá trị hội tụ
| Nhân tố | Số biến quan sát | Hệ số tải chuẩn hóa | CR | AVE | Nhận xét |
| Nhận thức về môi trường | 3 | 0,72 – 0,83 | 0,84 | 0,63 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
| Giá trị sống và đạo đức | 3 | 0,70 – 0,78 | 0,82 | 0,6 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
| Động lực nội tại | 3 | 0,68 – 0,75 | 0,8 | 0,58 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
| Chính sách quản trị nguồn nhân lực | 3 | 0,76 – 0,87 | 0,86 | 0,67 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
| Lãnh đạo | 3 | 0,70 – 0,79 | 0,83 | 0,61 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
| Văn hóa tổ chức | 3 | 0,74 – 0,85 | 0,85 | 0,65 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
| Kỳ vọng của khách hàng | 3 | 0,66 – 0,72 | 0,79 | 0,54 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
| Quy định pháp luật | 3 | 0,71 – 0,80 | 0,82 | 0,6 | Đạt giá trị hội tụ và độ tin cậy |
4.5. Phân tích mô hình cấu trúc (SEM)
Bảng 7. Độ phù hợp của mô hình SEM
| Chỉ số | Giá trị đo được | Ngưỡng chấp nhận | Nhận xét |
| Chi-square/df | 2,85 | ≤ 3,0 | Đạt |
| GFI (Goodness of Fit Index) | 0,92 | ≥ 0,90 | Đạt |
| CFI (Comparative Fit Index) | 0,96 | ≥ 0,95 | Đạt |
| TLI (Tucker-Lewis Index) | 0,95 | ≥ 0,95 | Đạt |
| RMSEA (Root Mean Square Error Approximation) | 0,058 | ≤ 0,08 | Đạt |
Kết quả phân tích SEM cho thấy, mô hình có độ phù hợp tốt, với các chỉ số Chi-square/df, GFI, CFI, TLI và RMSEA đều nằm trong ngưỡng chấp nhận theo khuyến nghị của Hair et al. (2010). Điều này khẳng định, mô hình lý thuyết đề xuất phù hợp để giải thích các mối quan hệ giữa các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi xanh.
Bảng 8. Kết quả kiểm định các mối quan hệ trong mô hình SEM
| Mối quan hệ | Hệ số hồi quy chuẩn hóa (β) | Giá trị p | Nhận xét |
| Nhận thức về môi trường → Hành vi xanh | 0,32 | < 0,001 | Có ý nghĩa thống kê |
| Giá trị sống và đạo đức → Hành vi xanh | 0,18 | 0,012 | Có ý nghĩa thống kê |
| Động lực nội tại → Hành vi xanh | 0,25 | < 0,001 | Có ý nghĩa thống kê |
| Chính sách quản trị nguồn nhân lực → Hành vi xanh | 0,28 | < 0,001 | Có ý nghĩa thống kê |
| Lãnh đạo → Hành vi xanh | 0,21 | 0,008 | Có ý nghĩa thống kê |
| Văn hóa tổ chức → Hành vi xanh | 0,30 | < 0,001 | Có ý nghĩa thống kê |
| Kỳ vọng của khách hàng → Hành vi xanh | 0,12 | 0,045 | Có ý nghĩa thống kê |
| Quy định pháp luật → Hành vi xanh | 0,26 | < 0,001 | Có ý nghĩa thống kê |
Kết quả phân tích SEM cho thấy, tất cả các yếu tố trong mô hình nghiên cứu đều có tác động tích cực và ý nghĩa thống kê đến hành vi xanh của nhân viên ngành ngân hàng (p < 0,05). Trong đó, nhận thức về môi trường (β = 0,32) và văn hóa tổ chức (β = 0,30) là hai yếu tố ảnh hưởng mạnh nhất, nhấn mạnh vai trò của nhận thức về các vấn đề môi trường và môi trường văn hóa khuyến khích hành vi bền vững. Chính sách quản trị nguồn nhân lực (β = 0,28) và quy định pháp luật (β = 0,26) cũng có tác động đáng kể, phản ánh tầm quan trọng của các chính sách nội bộ và khuôn khổ pháp lý. Động lực nội tại (β = 0,25) và lãnh đạo (β = 0,21) cho thấy yếu tố cá nhân và vai trò định hướng của lãnh đạo góp phần quan trọng. Giá trị sống và đạo đức (β = 0,18) và kỳ vọng của khách hàng (β = 0,12) có ảnh hưởng thấp hơn nhưng vẫn đạt ý nghĩa thống kê, khẳng định sự đóng góp của các yếu tố này. Mô hình giải thích được 68,5% phương sai của hành vi xanh (R² = 0,685), chứng tỏ khả năng giải thích cao.
5. Đóng góp của nghiên cứu
Nghiên cứu đã xây dựng và kiểm định một mô hình tích hợp, kết hợp các yếu tố cá nhân (nhận thức về môi trường, giá trị sống và đạo đức, động lực nội tại), tổ chức (chính sách quản trị nguồn nhân lực, lãnh đạo, văn hóa tổ chức) và xã hội – pháp lý (kỳ vọng của khách hàng, quy định pháp luật) để giải thích hành vi xanh của người lao động trong bối cảnh ngành ngân hàng. Việc tích hợp các yếu tố này không chỉ củng cố các lý thuyết nền tảng như Lý thuyết hành vi có kế hoạch (Ajzen, 1991) và Lý thuyết tự quyết (Deci & Ryan, 2000) mà còn mở rộng phạm vi áp dụng vào một lĩnh vực đặc thù như ngân hàng, vốn chưa được nghiên cứu chuyên sâu tại Việt Nam.
Kết quả nghiên cứu khẳng định vai trò quan trọng của nhận thức về môi trường và văn hóa tổ chức như các yếu tố tiên đoán mạnh mẽ nhất đối với hành vi xanh, bổ sung bằng chứng thực nghiệm cho các nghiên cứu quốc tế (Robertson & Barling, 2013; Kim et al., 2017). Đồng thời, nghiên cứu cũng làm rõ mức độ ảnh hưởng khác nhau của các yếu tố, trong đó kỳ vọng của khách hàng có tác động thấp hơn so với các yếu tố nội tại và tổ chức, cung cấp cánh nhìn sâu sắc về đặc điểm ngành ngân hàng nơi các yếu tố bên trong tổ chức có vai trò nổi bật hơn áp lực thị trường.
Ngoài ra, nghiên cứu đã phát triển và kiểm định một bộ thang đo đáng tin cậy (Cronbach’s Alpha > 0,8, tổng phương sai trích > 45%) phù hợp với bối cảnh Việt Nam, góp phần chuẩn hóa công cụ đo lường hành vi xanh trong các nghiên cứu tương lai. Mô hình SEM với khả năng giải thích 68,5% phương sai của hành vi xanh (R² = 0,685) cung cấp một khung lý thuyết vững chắc, có thể được sử dụng làm cơ sở cho các nghiên cứu mở rộng trong các ngành dịch vụ khác.
Mặc dù mang lại nhiều đóng góp, nghiên cứu vẫn có một số hạn chế. Thứ nhất, mẫu nghiên cứu chủ yếu tập trung vào 5 ngân hàng thương mại lớn tại Hà Nội và TP. Hồ Chí Minh, do đó chưa phản ánh đầy đủ đặc điểm của các ngân hàng nhỏ hơn hoặc ở các khu vực khác. Thứ hai, nghiên cứu chỉ xem xét các yếu tố trực tiếp ảnh hưởng đến hành vi xanh, chưa phân tích sâu các yếu tố trung gian như môi trường tổ chức hoặc cam kết tổ chức. Thứ ba, dữ liệu được thu thập tại một thời điểm, hạn chế khả năng đánh giá sự thay đổi của hành vi xanh theo thời gian.
Hướng nghiên cứu tiếp theo có thể mở rộng phạm vi mẫu để bao gồm các ngân hàng quy mô nhỏ và vừa, hoặc các tổ chức tài chính phi ngân hàng. Ngoài ra, việc tích hợp các yếu tố trung gian như động lực làm việc hoặc sự hài lòng công việc, cũng như áp dụng thiết kế nghiên cứu theo chiều dọc để theo dõi hành vi xanh theo thời gian, sẽ giúp làm rõ hơn động lực và tính bền vững của các hành vi này. Nghiên cứu trong tương lai có thể so sánh hành vi xanh giữa các ngành dịch vụ khác nhau để xác định các đặc điểm đặc thù của ngành ngân hàng.
6. Kết luận
Nghiên cứu này đã đề xuất và kiểm định một mô hình đa chiều về các yếu tố thúc đẩy hành vi xanh của người lao động trong ngành ngân hàng Việt Nam. Dựa trên các lý thuyết nền tảng và bằng chứng thực nghiệm, mô hình nghiên cứu đã xem xét đồng thời vai trò của các yếu tố cá nhân (nhận thức môi trường, giá trị sống và đạo đức, động lực nội tại), yếu tố tổ chức (chính sách quản trị nguồn nhân lực xanh, lãnh đạo xanh, văn hóa tổ chức xanh) và yếu tố xã hội – pháp lý (kỳ vọng của khách hàng, quy định pháp luật) trong việc hình thành hành vi xanh của nhân viên ngân hàng. Những phát hiện của nghiên cứu này là cơ sở để các ngân hàng xây dựng các chiến lược quản trị nhân sự xanh hiệu quả hơn, tập trung vào việc nâng cao nhận thức, nuôi dưỡng động lực, xây dựng văn hóa xanh, tận dụng vai trò lãnh đạo, và đáp ứng các yêu cầu từ khách hàng cũng như quy định pháp luật, từ đó thúc đẩy hành vi xanh của nhân viên và đóng góp vào sự phát triển bền vững của toàn ngành.
Tài liệu tham khảo:
1. Aboramadan, M., Albashiti, B., Alharazin, H., & Zaidan, G. (2022). Ethical leadership and employee green behavior: A moderated mediation model. Business Strategy and the Environment, 31(1), 1–13.
2. Ahmad, S. (2015). Green human resource management: Policies and practices. Cogent Business & Management, 2(1), 1030817.
3. Ajzen, I. (1991). The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179–211.
4. Chang, C. H., & Chen, Y. S. (2013). Green organizational identity and green innovation. Management Decision, 51(5), 1056–1070.
5. Chaudhary, R. (2020). Green human resource management and employee green behavior: An empirical analysis. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 27(2), 630–641.
6. Chowdhury, M. M. H., Ahmed, F., & Alam, S. S. (2015). Environmental awareness training and employee green behavior in private banks: The moderating role of organizational support. Sustainability, 17(3), 1378.
7. Daily, B. F., Bishop, J. W., & Govindarajulu, N. (2009). A conceptual model for organizational citizenship behavior directed toward the environment. Business & Society, 48(2), 243–256.
8. Deci, E. L., & Ryan, R. M. (2000). The “what” and “why” of goal pursuits: Human needs and the self-determination of behavior. Psychological Inquiry, 11(4), 227–268.
9. Del Brío, J. Á., & Junquera, B. (2003). A review of the literature on environmental innovation management in SMEs: Implications for public policies. Technovation, 23(12), 939–948.
10. Dumont, J., Shen, J., & Deng, X. (2017). Effects of green HRM practices on employee workplace green behavior: The role of psychological green climate and employee green values. Human Resource Management, 56(4), 613–627.
11. Graves, L. M., Sarkis, J., & Zhu, Q. (2013). How transformational leadership and employee motivation combine to predict employee proenvironmental behaviors in China. Journal of Environmental Psychology, 35, 81–91.
