Factors associated with innovation capability among Pharmacy students at Nguyen Tat Thanh University
Huỳnh Thị Như Thúy
Nguyễn Hoàng Tú Quyên
Trương Đức Minh
Hồ Thái Nguyên
Trường Đại học Nguyễn Tất Thành
Email: htnthuy@ntt.edu.vn
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu nhằm xác định các yếu tố liên quan đến năng lực đổi mới sáng tạo của sinh viên Khoa Dược Trường Đại học Nguyễn Tất Thành và lượng hóa mức độ liên quan của từng yếu tố. Khảo sát mô tả cắt ngang được thực hiện năm 2026 trên 501 sinh viên đại học hệ chính quy. Bộ công cụ gồm 34 biến quan sát thuộc 6 thang đo, sử dụng thang Likert 5 mức. Hệ số Cronbach’s Alpha của các thang đo dao động từ 0,778 đến 0,896. Phân tích nhân tố khám phá trích được 5 nhân tố độc lập với KMO = 0,930 và tổng phương sai trích 63,25%. Mô hình hồi quy tuyến tính bội giải thích 61,3% biến thiên của năng lực đổi mới sáng tạo (R² hiệu chỉnh = 0,613; p < 0,001). Cả 5 yếu tố đều có mối liên hệ thuận với biến phụ thuộc. Theo hệ số beta chuẩn hóa, mức độ liên quan giảm dần gồm sự tự tin (0,305), khả năng lãnh đạo (0,265), yếu tố giảng viên (0,195), kỹ năng mềm và làm việc nhóm (0,174), môi trường học tập và sự hỗ trợ (0,115). Kết quả gợi ý các chương trình đào tạo nên ưu tiên hoạt động rèn sự tự tin, vai trò lãnh đạo và năng lực làm việc nhóm, đồng thời duy trì hỗ trợ từ giảng viên và môi trường học tập. Thiết kế cắt ngang không cho phép suy luận quan hệ nhân quả.
Từ khóa: Năng lực đổi mới sáng tạo; sinh viên Dược; sự tự tin; khả năng lãnh đạo; yếu tố giảng viên.
Abstract: This study identified factors associated with innovation capability among pharmacy students at Nguyen Tat Thanh University and quantified the strength of each association. A cross-sectional survey was conducted in 2026 among 501 full-time undergraduates. The instrument contained 34 items across 6 five-point Likert scales. Cronbach’s alpha ranged from 0.778 to 0.896. Exploratory factor analysis extracted 5 independent factors (KMO = 0.930; total variance explained = 63.25%). The multiple linear regression model explained 61.3% of the variation in innovation capability (adjusted R² = 0.613; p < 0.001). All 5 factors were positively associated with the outcome. In descending order of standardized beta coefficients, they were self-confidence (0.305), leadership ability (0.265), the faculty-related factor (0.195), soft skills and teamwork (0.174), and the learning environment and support (0.115). The findings suggest that training should prioritize activities that build confidence, leadership, and teamwork while maintaining faculty support and an enabling learning environment. The cross-sectional design does not support causal inference.
Keywords: Innovation capability; pharmacy students; self-confidence; leadership ability; faculty support.
1. Đặt vấn đề
Đổi mới sáng tạo ngày càng trở thành một năng lực cốt lõi của nguồn nhân lực trong bối cảnh công nghệ và yêu cầu nghề nghiệp thay đổi nhanh. Báo cáo Chỉ số Đổi mới sáng tạo toàn cầu năm 2024 xếp Việt Nam thứ 44 trong 133 nền kinh tế, cho thấy những tiến bộ về hệ sinh thái đổi mới nhưng cũng đặt ra yêu cầu tiếp tục nâng chất lượng nguồn nhân lực và năng lực nghiên cứu trong các cơ sở giáo dục đại học (WIPO, 2024). Với sinh viên ngành Dược, năng lực đổi mới sáng tạo còn liên quan đến khả năng nhận diện vấn đề, kết nối kiến thức chuyên môn với nhu cầu chăm sóc sức khỏe và chuyển ý tưởng thành giải pháp có thể áp dụng.
Theo lý thuyết thành phần về sáng tạo, kết quả sáng tạo hình thành từ kiến thức chuyên môn, kỹ năng tư duy sáng tạo và động lực thực hiện nhiệm vụ; môi trường tổ chức có thể thúc đẩy hoặc cản trở các thành phần này (Amabile, 1988, 1997). Mô hình hành vi đổi mới của Scott và Bruce (1994) bổ sung vai trò của lãnh đạo, quan hệ với người quản lý và bầu không khí hỗ trợ đổi mới. Khi vận dụng vào giáo dục đại học, các yếu tố thuộc người học và các điều kiện do nhà trường tạo lập cần được xem xét đồng thời.
Các nghiên cứu trong nước cho kết quả chưa đồng nhất về thứ tự của các yếu tố liên quan. Nguyễn Duy Thục và Nguyễn Huy Hoàng (2023) ghi nhận kỹ năng sáng tạo và tương tác xã hội có hệ số hồi quy cao hơn nhóm kiến thức, kỹ năng trong mẫu sinh viên tại TP. Hồ Chí Minh. Nguyễn Quốc Phóng và Hoàng Thị Thảo (2024) lại cho thấy yếu tố giảng viên đứng đầu trong ba nhóm yếu tố khảo sát tại Trường Đại học Sư phạm Kỹ thuật Hưng Yên. Ở nhóm ngành sức khỏe, Wang và cộng sự (2024) xác định động lực học thuật, cách học, quan hệ thầy trò và vai trò cán bộ lớp đều liên quan đến năng lực đổi mới của học viên sau đại học ngành y tế công cộng. Duan và cộng sự (2025) cũng chỉ ra khoảng trống về sự tự tin và năng lực đổi mới, khởi nghiệp ở sinh viên Dược tại Trung Quốc.
Bằng chứng chuyên biệt về sinh viên đại học ngành Dược tại Việt Nam còn hạn chế. Nghiên cứu này nhằm mô tả đặc điểm của sinh viên Khoa Dược Trường Đại học Nguyễn Tất Thành, xác định các yếu tố liên quan đến năng lực đổi mới sáng tạo và lượng hóa mức độ liên quan của từng yếu tố. Kết quả được kỳ vọng cung cấp căn cứ thực nghiệm cho việc lựa chọn trọng tâm can thiệp trong chương trình đào tạo, đồng thời làm rõ giới hạn của những kết luận rút ra từ dữ liệu cắt ngang.
2. Cơ sở lý thuyết và phương pháp nghiên cứu
2.1. Khung lý thuyết và mô hình nghiên cứu
Nghiên cứu kết hợp hai hướng tiếp cận. Lý thuyết của Amabile nhấn mạnh ba thành phần ở cấp cá nhân gồm kiến thức chuyên môn, kỹ năng sáng tạo và động lực nội tại. Mô hình của Scott và Bruce giải thích hành vi đổi mới trong mối quan hệ với bối cảnh lãnh đạo và sự hỗ trợ của tổ chức. Khi chuyển sang bối cảnh đại học, nhóm yếu tố thuộc người học được thể hiện qua sự tự tin, khả năng lãnh đạo, kỹ năng mềm và làm việc nhóm; nhóm yếu tố thuộc nhà trường gồm yếu tố giảng viên, môi trường học tập và sự hỗ trợ. Năng lực đổi mới sáng tạo là biến phụ thuộc. Mô hình kiểm định mối liên hệ thống kê giữa 5 yếu tố độc lập và biến phụ thuộc, không giả định quan hệ nhân quả.
2.2. Thiết kế nghiên cứu, đối tượng và cỡ mẫu
Nghiên cứu mô tả cắt ngang được thực hiện năm 2026 trên sinh viên đại học hệ chính quy Khoa Dược Trường Đại học Nguyễn Tất Thành, từ năm thứ nhất đến năm thứ năm. Tiêu chí chọn gồm đang theo học hệ đại học chính quy và đồng ý tham gia khảo sát. Phiếu không hoàn chỉnh, có câu trả lời không nhất quán hoặc bị trùng lặp được loại khỏi phân tích.
Cỡ mẫu tối thiểu được xác định theo công thức ước lượng một tỷ lệ với mức tin cậy 95%, p = 0,5 và sai số cho phép d = 0,05, cho kết quả 384 sinh viên. Nghiên cứu cộng thêm 30% để tăng độ đại diện và dự phòng phiếu không hợp lệ, tương ứng mục tiêu khoảng 500 sinh viên. Tổng cộng 501 phiếu hợp lệ được đưa vào phân tích.
2.3. Thu thập và phân tích dữ liệu
Dữ liệu được thu thập trực tiếp bằng bảng hỏi gồm thông tin nhân khẩu học và 34 biến quan sát thuộc 6 thang đo: năng lực đổi mới sáng tạo, sự tự tin, khả năng lãnh đạo, kỹ năng mềm và làm việc nhóm, yếu tố giảng viên, môi trường học tập và sự hỗ trợ. Các biến được đo bằng thang Likert 5 mức. Sau khi rà soát và làm sạch, dữ liệu được xử lý bằng SPSS.
Phân tích gồm thống kê mô tả, kiểm định độ tin cậy Cronbach’s Alpha, phân tích nhân tố khám phá theo phương pháp thành phần chính với phép quay Varimax, tương quan Pearson và hồi quy tuyến tính bội. Thang đo được chấp nhận khi Cronbach’s Alpha đạt từ 0,7 và tương quan biến – tổng đạt từ 0,3. Phân tích nhân tố được xem là phù hợp khi KMO lớn hơn 0,5 và kiểm định Bartlett có p < 0,05. Mức ý nghĩa thống kê của các kiểm định được đặt ở 0,05.
3. Kết quả nghiên cứu
3.1. Đặc điểm mẫu nghiên cứu
Mẫu phân tích gồm 501 sinh viên. Nữ chiếm 80,0% và nam chiếm 20,0%. Sinh viên khóa 21DDS có tỷ lệ cao nhất (34,9%), tiếp theo là khóa 23DDS (22,8%) và 25DDS (20,2%). Hơn một nửa người tham gia ở nhóm tuổi 18-20 (54,3%); nhóm 21-23 tuổi chiếm 43,3%.
Bảng 1. Đặc điểm nhân khẩu học của mẫu nghiên cứu
| Đặc điểm | Phân loại | Số lượng | Tỷ lệ (%) |
| Giới tính | Nam | 100 | 20,0 |
| Giới tính | Nữ | 401 | 80,0 |
| Khóa học | 21DDS | 175 | 34,9 |
| Khóa học | 22DDS | 47 | 9,4 |
| Khóa học | 23DDS | 114 | 22,8 |
| Khóa học | 24DDS | 64 | 12,8 |
| Khóa học | 25DDS | 101 | 20,2 |
| Tuổi | 18-20 | 272 | 54,3 |
| Tuổi | 21-23 | 217 | 43,3 |
| Tuổi | 24-26 | 10 | 2,0 |
| Tuổi | > 26 | 2 | 0,4 |
3.2. Độ tin cậy và giá trị thang đo
Hệ số Cronbach’s Alpha của 6 thang đo dao động từ 0,778 đến 0,896, đều cao hơn ngưỡng 0,7. Biến ST2 thuộc thang đo kỹ năng mềm và làm việc nhóm có tương quan biến – tổng dưới 0,3 nên bị loại. Các biến còn lại được đưa vào phân tích nhân tố khám phá.
Bảng 2. Độ tin cậy của các thang đo
| Thang đo | Số biến quan sát | Cronbach’s Alpha | Biến loại |
| Năng lực đổi mới sáng tạo | 5 | 0,778 | Không |
| Khả năng lãnh đạo | 5 | 0,844 | Không |
| Sự tự tin | 6 | 0,833 | Không |
| Kỹ năng mềm và làm việc nhóm | 6 | 0,860 | ST2 |
| Yếu tố giảng viên | 6 | 0,896 | Không |
| Môi trường học tập và sự hỗ trợ | 6 | 0,893 | Không |
Đối với các biến độc lập, KMO đạt 0,930 và kiểm định Bartlett có p < 0,001; 5 nhân tố được trích, giải thích 63,25% phương sai. Đối với biến phụ thuộc, KMO đạt 0,805 và kiểm định Bartlett có p < 0,001. Kết quả cho thấy, dữ liệu phù hợp để tiếp tục phân tích tương quan và hồi quy.
Bảng 3. Kết quả kiểm định KMO và Bartlett
| Nhóm biến | KMO | Bartlett χ² | df | p | Số nhân tố trích |
| Các biến độc lập | 0,930 | 7.435,690 | 378 | < 0,001 | 5 |
| Biến phụ thuộc | 0,805 | 639,482 | 10 | < 0,001 | 1 |
3.3. Tương quan và hồi quy tuyến tính
Cả 5 biến độc lập đều tương quan thuận với năng lực đổi mới sáng tạo ở mức p < 0,001. Hệ số tương quan với biến phụ thuộc dao động từ 0,522 đến 0,625. Sự tự tin có tương quan mạnh nhất (r = 0,625), tiếp theo là khả năng lãnh đạo (r = 0,610), kỹ năng mềm và làm việc nhóm (r = 0,583), yếu tố giảng viên (r = 0,528), môi trường học tập và sự hỗ trợ (r = 0,522). Tương quan giữa các biến độc lập không vượt 0,666.
Bảng 4. Ma trận tương quan Pearson giữa các thang đo
| Biến | NL | TT | KNM | LĐ | GV | MT |
| NL | 1 | 0,625 | 0,583 | 0,610 | 0,528 | 0,522 |
| TT | 0,625 | 1 | 0,495 | 0,519 | 0,294 | 0,335 |
| KNM | 0,583 | 0,495 | 1 | 0,452 | 0,437 | 0,463 |
| LĐ | 0,610 | 0,519 | 0,452 | 1 | 0,343 | 0,353 |
| GV | 0,528 | 0,294 | 0,437 | 0,343 | 1 | 0,666 |
| MT | 0,522 | 0,335 | 0,463 | 0,353 | 0,666 | 1 |
Mô hình hồi quy có R = 0,785; R² = 0,617 và R² hiệu chỉnh = 0,613. Kiểm định F cho thấy mô hình phù hợp với dữ liệu, F (5; 495) = 159,353; p < 0,001. Hệ số Durbin-Watson đạt 2,007 và VIF của các biến độc lập dao động từ 1,512 đến 1,952, không cho thấy dấu hiệu tự tương quan phần dư hoặc đa cộng tuyến đáng kể.
Bảng 5. Kết quả hồi quy tuyến tính bội
| Biến | B | SE | β | t | p | VIF |
| Hằng số | 0,415 | 0,127 | – | 3,264 | 0,010 | – |
| Sự tự tin | 0,262 | 0,030 | 0,305 | 8,778 | < 0,001 | 1,558 |
| Kỹ năng mềm và làm việc nhóm | 0,161 | 0,033 | 0,174 | 4,907 | < 0,001 | 1,625 |
| Khả năng lãnh đạo | 0,205 | 0,026 | 0,265 | 7,760 | < 0,001 | 1,512 |
| Yếu tố giảng viên | 0,156 | 0,031 | 0,195 | 5,102 | < 0,001 | 1,886 |
| Môi trường học tập và sự hỗ trợ | 0,100 | 0,034 | 0,115 | 2,959 | 0,003 | 1,952 |
Phương trình hồi quy chuẩn hóa cho thấy, cả 5 hệ số đều mang dấu dương. Sự tự tin có hệ số beta lớn nhất (β = 0,305), tiếp đến là khả năng lãnh đạo (β = 0,265), yếu tố giảng viên (β = 0,195), kỹ năng mềm và làm việc nhóm (β = 0,174), môi trường học tập và sự hỗ trợ (β = 0,115). Thứ tự này phản ánh mức độ liên quan trong mô hình hiện tại, không phải tỷ lệ đóng góp độc lập của từng yếu tố và không chứng minh hiệu quả của một can thiệp.
4. Kết quả và thảo luận
4.1. Kết quả chính và đối chiếu với nghiên cứu trước
Mô hình giải thích 61,3% biến thiên của năng lực đổi mới sáng tạo, cho thấy nhóm biến được lựa chọn có khả năng mô tả tương đối tốt sự khác biệt giữa các sinh viên trong mẫu. Hai hệ số beta lớn nhất đều thuộc nhóm yếu tố của người học: sự tự tin và khả năng lãnh đạo. Kết quả này phù hợp với lập luận của Amabile rằng động lực và đặc điểm cá nhân là phần trực tiếp của quá trình sáng tạo, trong khi điều kiện tổ chức thường tạo thuận lợi hoặc cản trở quá trình đó.
Thứ tự trong nghiên cứu này khác với kết quả của Nguyễn Quốc Phóng và Hoàng Thị Thảo (2024) trên 606 sinh viên Trường Đại học Sư phạm Kỹ thuật Hưng Yên. Nghiên cứu đó xếp yếu tố giảng viên đứng đầu (β = 0,319), tiếp theo là yếu tố bản thân sinh viên (β = 0,250) và môi trường học tập (β = 0,090). Trong mẫu sinh viên Dược, yếu tố giảng viên đứng thứ ba, sau sự tự tin và khả năng lãnh đạo. Sự khác biệt có thể liên quan đến cấu trúc thang đo: nghiên cứu tại Hưng Yên gộp nhiều đặc điểm cá nhân thành một nhân tố, còn nghiên cứu hiện tại tách sự tự tin và khả năng lãnh đạo thành hai thang đo riêng.
Kết quả cũng tương đồng một phần với Nguyễn Duy Thục và Nguyễn Huy Hoàng (2023), trong đó kỹ năng sáng tạo có hệ số chuẩn hóa lớn nhất (0,395), tiếp theo là tương tác xã hội (0,284), đặc điểm tính cách (0,148) và kiến thức, kỹ năng (0,114). Cả hai nghiên cứu đều đặt các phẩm chất và kỹ năng của người học trước nhóm điều kiện học tập. Tuy nhiên, nội dung thang đo không hoàn toàn giống nhau, nên chỉ có thể so sánh về hướng và thứ tự tương đối, không nên so sánh trực tiếp độ lớn của hệ số.
Bằng chứng quốc tế trong khối sức khỏe củng cố vai trò của cả yếu tố cá nhân và môi trường. Trên 1.076 học viên sau đại học ngành y tế công cộng, Wang và cộng sự (2024) ghi nhận mối liên hệ của vai trò cán bộ lớp với năng lực đổi mới (OR = 1,616; KTC 95%: 1,149-2,273), cùng các mối liên hệ của quan hệ thầy trò (OR = 1,830), động lực học thuật (OR = 2,040) và cách học (OR = 2,909). Do nghiên cứu này dùng hồi quy tuyến tính còn Wang và cộng sự dùng hồi quy logistic, các con số chỉ giúp đối chiếu hướng kết quả, không thể đặt trên cùng một thang đo.
Vị trí dẫn đầu của sự tự tin cũng có ý nghĩa trong bối cảnh đào tạo Dược. Duan và cộng sự (2025) khảo sát 264 sinh viên Dược tại Trung Quốc và ghi nhận điểm tự đánh giá năng lực đổi mới là 2,76/5, năng lực khởi nghiệp là 2,33/5; phần lớn sinh viên ủng hộ tích hợp nội dung đổi mới và khởi nghiệp vào đào tạo chuyên môn. Nghiên cứu đó đo mức độ tự đánh giá chứ không kiểm định mô hình giống nghiên cứu hiện tại, nhưng kết quả cùng chỉ ra sự tự tin và khả năng đưa ý tưởng vào thực hành là những nội dung cần được chú ý.
4.2. Hàm ý đối với đào tạo
Thứ nhất, chương trình đào tạo có thể tăng các nhiệm vụ trình bày và bảo vệ ý tưởng trong môi trường ít rủi ro, kèm phản hồi theo tiêu chí rõ ràng. Các hoạt động này phù hợp với nhóm biến sự tự tin và giúp sinh viên tích lũy trải nghiệm diễn đạt, sửa đổi và kiểm chứng ý tưởng thay vì chỉ tham gia các cuộc thi ở giai đoạn cuối.
Thứ hai, khả năng lãnh đạo và kỹ năng làm việc nhóm nên được rèn qua bài tập dự án gắn với vấn đề chuyên ngành. Việc luân phiên vai trò trưởng nhóm, người phản biện và người phụ trách triển khai giúp sinh viên thực hành phân công, ra quyết định và chịu trách nhiệm về tiến độ. Hiệu quả cần được đánh giá bằng sản phẩm, nhật ký làm việc và phản hồi chéo, không chỉ bằng điểm thuyết trình cuối kỳ.
Thứ ba, hệ số của yếu tố giảng viên và môi trường học tập tuy thấp hơn hai yếu tố dẫn đầu nhưng vẫn có ý nghĩa thống kê. Giảng viên cần tạo cơ hội thử nghiệm, đưa ra phản hồi xây dựng và kết nối bài học với tình huống dược học, chăm sóc người bệnh hoặc quản lý chuỗi cung ứng. Nhà trường cần duy trì không gian học tập, câu lạc bộ nghiên cứu và nguồn dữ liệu phục vụ dự án. Không nên hiểu hệ số beta thấp hơn là lý do cắt giảm các điều kiện hỗ trợ, vì các biến độc lập có tương quan với nhau và thiết kế hiện tại chưa đánh giá hiệu quả can thiệp.
5. Kết luận
Trên mẫu 501 sinh viên Khoa Dược Trường Đại học Nguyễn Tất Thành, cả 5 yếu tố gồm sự tự tin, khả năng lãnh đạo, yếu tố giảng viên, kỹ năng mềm và làm việc nhóm, môi trường học tập và sự hỗ trợ đều có mối liên hệ thuận với năng lực đổi mới sáng tạo. Mô hình giải thích 61,3% biến thiên của biến phụ thuộc; sự tự tin có hệ số beta chuẩn hóa lớn nhất, tiếp theo là khả năng lãnh đạo. Kết quả gợi ý nhà trường nên kết hợp các hoạt động rèn sự tự tin, vai trò lãnh đạo và làm việc nhóm với sự hỗ trợ có cấu trúc từ giảng viên và môi trường học tập. Các khuyến nghị này cần được kiểm chứng bằng nghiên cứu dọc hoặc nghiên cứu can thiệp trước khi kết luận về hiệu quả nhân quả.
Tài liệu tham khảo:
Amabile, T. M. (1988). A model of creativity and innovation in organizations. Research in Organizational Behavior, 10, 123-167.
Amabile, T. M. (1997). Motivating creativity in organizations: On doing what you love and loving what you do. California Management Review, 40(1), 39-58.
Duan, Y., Wan, Y., Liu, J., & Wang, J. (2025). Attitudes and opinions of pharmacy undergraduates towards the integration of innovation and entrepreneurship programs into professional education. BMC Medical Education, 25, 1244. https://doi.org/10.1186/s12909-025-07881-6
Nguyễn Duy Thục, Nguyễn Huy Hoàng (11/4/2023). Nhân tố ảnh hưởng đến năng lực sáng tạo của sinh viên các trường đại học tại TP. Hồ Chí Minh. Tạp chí Quản lý nhà nước. https://www.quanlynhanuoc.vn/2023/04/11/nhan-to-anh-huong-den-nang-luc-sang-tao-cua-sinh-vien-cac-truong-dai-hoc-tai-tp-ho-chi-minh/
Nguyễn Quốc Phóng, Hoàng Thị Thảo (25/10/2024). Các nhân tố ảnh hưởng tới năng lực đổi mới sáng tạo của sinh viên. Tạp chí Kinh tế và Dự báo. https://kinhtevadubao.vn/cac-nhan-to-anh-huong-toi-nang-luc-doi-moi-sang-tao-cua-sinh-vien-30166.html
Scott, S. G., & Bruce, R. A. (1994). Determinants of innovative behavior: A path model of individual innovation in the workplace. Academy of Management Journal, 37(3), 580-607.
Wang, X., Geng, P., Chen, X., Cai, W., & An, H. (2024). A study on the academic innovation ability and influencing factors of public health graduate students based on nomograms: A cross-sectional survey from Shandong, China. Frontiers in Public Health, 12, 1429939. https://doi.org/10.3389/fpubh.2024.1429939
World Intellectual Property Organization (2024). Global Innovation Index 2024: Unlocking the promise of social entrepreneurship. Geneva: WIPO. https://www.wipo.int/global_innovation_index/en/2024/
