The impact of empowering leadership on employees’ innovative work behavior in small and medium-sized enterprises in Vietnam
ThS. Vũ Quỳnh Trang
Trường Đại học Công nghiệp Hà Nội
NCS Trường Đại học Ngoại thương
(Quanlynhanuoc.vn) – Nghiên cứu xem xét tác động của việc lãnh đạo trao quyền đến hành vi đổi mới của nhân viên thông qua vai trò trung gian của việc chia sẻ tri thức tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam. Dữ liệu được thu thập từ 370 nhân viên và được phân tích bằng mô hình PLS-SEM. Kết quả cho thấy chia sẻ tri thức là một cơ chế quan trọng, thông qua đó lãnh đạo trao quyền và thúc đẩy hành vi đổi mới của nhân viên. Những phát hiện này bổ sung bằng chứng thực nghiệm về mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền, chia sẻ tri thức và hành vi đổi mới, đồng thời gợi mở các hàm ý quản trị đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam.
Từ khóa: lãnh đạo trao quyền; chia sẻ tri thức; hành vi đổi mới của nhân viên; doanh nghiệp nhỏ và vừa; Việt Nam.
Abstract: This study examines the effect of empowering leadership on employees’ innovative work behavior, with knowledge sharing serving as a mediating mechanism, in small and medium-sized enterprises (SMEs) in Vietnam. Data were collected from 370 employees and analyzed using PLS-SEM. The results indicate that knowledge sharing represents an important mechanism through which empowering leadership enhances employees’ innovative work behavior. These findings provide additional empirical evidence on the relationships among empowering leadership, knowledge sharing, and innovative work behavior, while offering managerial implications for SMEs in Vietnam.
Keywords: Empowering leadership; Knowledge sharing; Innovative work behavior; Small and medium-sized enterprises (SMEs); Vietnam.
1. Đặt vấn đề
Đổi mới là động lực quan trọng giúp doanh nghiệp nâng cao năng lực cạnh tranh và duy trì tăng trưởng. Trong tổ chức, kết quả đổi mới phụ thuộc vào nhiều yếu tố, trong đó hành vi đổi mới của nhân viên được xem là nguồn lực quan trọng giúp doanh nghiệp tạo ra các ý tưởng mới và cải tiến hoạt động. Đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa, khi nguồn lực về tài chính, công nghệ và nghiên cứu, phát triển còn hạn chế, việc phát huy năng lực đổi mới của người lao động càng có ý nghĩa đối với khả năng thích ứng và phát triển. Theo Cục Thống kê (2026), năm 2025 cả nước có 297,5 nghìn doanh nghiệp thành lập mới và quay trở lại hoạt động, tăng 27,4% so với năm trước. Sự gia tăng số lượng doanh nghiệp làm cho áp lực cạnh tranh ngày càng lớn, đòi hỏi các doanh nghiệp nhỏ và vừa phải nâng cao năng lực đổi mới để duy trì lợi thế cạnh tranh.
Để thúc đẩy hành vi đổi mới của nhân viên, một số doanh nghiệp đã quan tâm đến vai trò của lãnh đạo trong việc trao quyền. Khi được trao quyền, nhân viên có điều kiện chủ động hơn trong công việc và tích cực tham gia vào quá trình ra quyết định. Tuy nhiên, quyền tự chủ chỉ phát huy hiệu quả khi nhân viên có môi trường để trao đổi và học hỏi lẫn nhau. Thông qua việc chia sẻ tri thức, kinh nghiệm và kiến thức giữa các thành viên, tạo điều kiện để các ý tưởng mới được hình thành và phát triển. Một số nghiên cứu trước đây cho thấy lãnh đạo trao quyền có ảnh hưởng tích cực đến hành vi đổi mới của nhân viên (Jada và cộng sự, 2019; Hassi và cộng sự, 2022). Na-Nan và Arunyaphum (2021) tiếp tục chỉ ra rằng, việc chia sẻ tri thức giữ vai trò trung gian trong mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền và hành vi đổi mới. Theo Nguyen và cộng sự (2020), việc chia sẻ tri thức còn tạo điều kiện để nhân viên tiếp cận, trao đổi và vận dụng kiến thức nhằm hình thành các ý tưởng mới. Mặc dù mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền, chia sẻ tri thức và hành vi đổi mới đã được đề cập trong nhiều nghiên cứu, bằng chứng thực nghiệm về vai trò trung gian của việc chia sẻ tri thức trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam vẫn còn hạn chế. Điều này cho thấy chưa có đủ cơ sở để khẳng định kết quả từ các nghiên cứu trước có thể áp dụng cho bối cảnh Việt Nam. Vì vậy, bài viết tập trung kiểm định vai trò trung gian của việc chia sẻ tri thức trong mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền và hành vi đổi mới của nhân viên tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam.
2. Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu
2.1. Lý thuyết trao đổi xã hội (Social Exchange Theory – SET)
Lý thuyết trao đổi xã hội cho rằng các mối quan hệ trong tổ chức được hình thành và duy trì thông qua quá trình trao đổi giữa các chủ thể, trong đó những lợi ích nhận được từ một bên sẽ tạo ra sự đáp lại từ bên còn lại (Blau, 1964). Trong môi trường làm việc, khi người lãnh đạo thể hiện sự tin tưởng, hỗ trợ và trao quyền, nhân viên có xu hướng đáp lại bằng những hành vi tích cực như hợp tác với đồng nghiệp, chia sẻ tri thức và chủ động đóng góp cho tổ chức. Từ góc độ này, lý thuyết trao đổi xã hội giúp lý giải vì sao lãnh đạo trao quyền có thể thúc đẩy việc chia sẻ tri thức và hành vi đổi mới của nhân viên.
2.2. Lý thuyết tự quyết (Self-Determination Theory – SDT)
Lý thuyết tự quyết cho rằng động lực nội tại được hình thành khi 3 nhu cầu tâm lý cơ bản của mỗi cá nhân, gồm quyền tự chủ, năng lực và sự gắn kết, được đáp ứng (Deci và Ryan, 1985). Khi được trao quyền, nhân viên có nhiều quyền chủ động hơn trong công việc, cảm nhận rõ năng lực của bản thân và duy trì mối quan hệ tích cực với đồng nghiệp. Những điều kiện này khuyến khích họ chia sẻ kinh nghiệm, chủ động tìm kiếm các giải pháp mới và tích cực tham gia vào hoạt động đổi mới. Vì vậy, lý thuyết tự quyết là cơ sở để giải thích tác động của việc lãnh đạo trao quyền đối với việc chia sẻ tri thức và hành vi đổi mới của nhân viên.
2.3. Hành vi đổi mới của nhân viên
Theo Janssen (2000), hành vi đổi mới của nhân viên là tập hợp các hành vi nhằm tạo ra, thúc đẩy và hiện thực hóa những ý tưởng mới trong công việc, qua đó nâng cao hiệu quả cá nhân và của tổ chức. Hành vi này được thể hiện qua 3 giai đoạn gồm: hình thành ý tưởng, tìm kiếm sự ủng hộ cho ý tưởng và triển khai ý tưởng vào thực tiễn.
2.4. Lãnh đạo trao quyền
Ahearne và cộng sự (2005) định nghĩa lãnh đạo trao quyền là tập hợp các hành vi của người lãnh đạo nhằm nâng cao động lực nội tại của nhân viên thông qua việc làm rõ ý nghĩa công việc, khuyến khích tham gia vào quá trình ra quyết định, thể hiện niềm tin vào năng lực của nhân viên và giảm bớt các rào cản trong quá trình thực hiện công việc. Cách lãnh đạo này giúp nhân viên chủ động hơn trong công việc, sẵn sàng thử nghiệm những cách làm mới và tích cực tham gia các hoạt động đổi mới. Theo lý thuyết tự quyết, khi quyền tự chủ và cảm nhận về năng lực được nâng cao, động lực nội tại của nhân viên cũng được củng cố, từ đó khuyến khích họ tìm kiếm, thử nghiệm và triển khai các ý tưởng mới trong công việc. Kết quả nghiên cứu của Jada và cộng sự (2019) và Jabid và cộng sự (2025) đều ghi nhận rằng lãnh đạo trao quyền có tác động tích cực đến hành vi đổi mới của nhân viên. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:
H1: Lãnh đạo trao quyền tác động tích cực đến hành vi đổi mới của nhân viên.
2.5. Chia sẻ tri thức
Van den Hooff và De Ridder (2004) cho rằng, chia sẻ tri thức là quá trình các thành viên trong tổ chức trao đổi tri thức thông qua 2 hoạt động gồm cung cấp tri thức và tiếp nhận tri thức. Quá trình này giúp các thành viên chia sẻ kinh nghiệm, học hỏi lẫn nhau và mở rộng nguồn tri thức phục vụ công việc. Theo lý thuyết trao đổi xã hội, khi nhận được sự tin tưởng và được trao quyền từ người lãnh đạo, nhân viên có xu hướng cởi mở hơn trong việc chia sẻ kiến thức với đồng nghiệp. Na-Nan và Arunyaphum (2021) cho thấy, lãnh đạo trao quyền có ảnh hưởng tích cực đến việc chia sẻ tri thức. Kết quả nghiên cứu của Hassi và cộng sự (2022) cũng ghi nhận rằng lãnh đạo trao quyền góp phần thúc đẩy hoạt động chia sẻ tri thức trong tổ chức. Từ những kết quả trên, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:
H2: Lãnh đạo trao quyền tác động tích cực đến việc chia sẻ tri thức.
Việc trao đổi tri thức giúp nhân viên tiếp cận những kinh nghiệm, góc nhìn và thông tin mới từ đồng nghiệp. Quá trình này tạo điều kiện để nhân viên kết hợp kiến thức sẵn có với tri thức mới nhằm hoàn thiện và phát triển các ý tưởng trong công việc. Nguyen và cộng sự (2020) cho thấy việc chia sẻ tri thức có ảnh hưởng tích cực đến hành vi đổi mới của nhân viên. Kết quả tương tự cũng được ghi nhận trong nghiên cứu của Na-Nan và Arunyaphum (2021). Từ đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:
H3: Chia sẻ tri thức có tác động tích cực đến hành vi đổi mới của nhân viên.
Lãnh đạo trao quyền giúp nhân viên chủ động hơn trong công việc, nhưng quyền tự chủ chỉ phát huy hiệu quả khi được hỗ trợ bởi môi trường khuyến khích trao đổi và chia sẻ tri thức. Thông qua quá trình chia sẻ tri thức, nhân viên có điều kiện tiếp cận kinh nghiệm, học hỏi lẫn nhau và vận dụng kiến thức để hình thành, hoàn thiện các ý tưởng mới. Jada và cộng sự (2019) cho thấy, việc chia sẻ tri thức giữ vai trò trung gian trong mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền và hành vi đổi mới của nhân viên. Na-Nan và Arunyaphum (2021) cũng ghi nhận rằng việc chia sẻ tri thức là một trong những yếu tố trung gian giải thích tác động của lãnh đạo trao quyền đối với hành vi đổi mới. Trên cơ sở đó, nghiên cứu đề xuất giả thuyết:
H4: Chia sẻ tri thức đóng vai trò trung gian trong mối quan hệ giữa việc lãnh đạo trao quyền và hành vi đổi mới của nhân viên.
Hình 1. Mô hình nghiên cứu đề xuất
3. Phương pháp nghiên cứu
3.1. Mẫu nghiên cứu và thu thập dữ liệu
Nghiên cứu được thực hiện đối với nhân viên đang làm việc tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam. Dữ liệu được thu thập bằng bảng hỏi tự điền thông qua khảo sát trực tiếp và khảo sát trực tuyến. Phương pháp lấy mẫu phi xác suất, kết hợp lấy mẫu thuận tiện và lấy mẫu lan truyền (snowball sampling), được sử dụng do khó xác định đầy đủ khung mẫu của tổng thể nghiên cứu.
Bảng hỏi gồm hai phần. Phần thứ nhất thu thập thông tin nhân khẩu học của người trả lời, bao gồm giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, thâm niên công tác và quy mô doanh nghiệp. Phần thứ hai gồm các biến quan sát dùng để đo lường các khái niệm trong mô hình nghiên cứu. Trước khi khảo sát chính thức, bảng hỏi được khảo sát thử trên một nhóm nhỏ người lao động để đánh giá mức độ rõ ràng của các câu hỏi và điều chỉnh cách diễn đạt cho phù hợp.
Khảo sát được thực hiện từ tháng 6/2026 đến tháng 7/2026. Sau khi sàng lọc dữ liệu và loại bỏ các bảng trả lời không hợp lệ, nghiên cứu sử dụng 370 bảng khảo sát hợp lệ để phân tích.
3.2. Thang đo
Các thang đo trong nghiên cứu được kế thừa từ các nghiên cứu trước và được điều chỉnh cho phù hợp với bối cảnh nghiên cứu. Thang đo Lãnh đạo trao quyền được kế thừa từ Ahearne và cộng sự (2005). Thang đo Chia sẻ tri thức được kế thừa từ Van den Hooff và De Ridder (2004). Thang đo hành vi đổi mới của nhân viên được kế thừa từ Janssen (2000). Tất cả các biến quan sát được đo lường bằng thang đo Likert 5 mức, từ 1 = Hoàn toàn không đồng ý đến 5 = Hoàn toàn đồng ý.
3.3. Phương pháp phân tích dữ liệu
Dữ liệu sau khi thu thập được được sàng lọc và phân tích bằng phần mềm IBM SPSS Statistics 26.0 và SmartPLS 4.0. Sai lệch phương pháp chung được đánh giá bằng kiểm định đơn nhân tố của Harman. Mô hình được đánh giá thông qua hệ số tải ngoài (Outer Loading), Cronbach’s Alpha, độ tin cậy tổng hợp (Composite Reliability), phương sai trích trung bình (Average Variance Extracted – AVE) và tỷ số Heterotrait–Monotrait (HTMT). Mô hình cấu trúc được đánh giá thông qua hệ số phóng đại phương sai (VIF), hệ số xác định (R²) và hệ số đường dẫn (β). Các giả thuyết nghiên cứu được kiểm định bằng kỹ thuật Bootstrapping với 5.000 mẫu lặp lại, tại mức ý nghĩa 5%.
4. Kết quả nghiên cứu
4.1. Đặc điểm mẫu nghiên cứu
Sau khi sàng lọc và loại bỏ các bảng khảo sát không hợp lệ, nghiên cứu sử dụng 370 bảng trả lời hợp lệ để phân tích. Đặc điểm của mẫu nghiên cứu được tổng hợp theo các tiêu chí: giới tính, độ tuổi, trình độ học vấn, thâm niên công tác và quy mô doanh nghiệp.
Bảng 1. Đặc điểm mẫu nghiên cứu
| Đặc điểm | Tần số | Tỷ lệ (%) | |
| Giới tính | Nam | 162 | 43,78 |
| Nữ | 208 | 56,22 | |
| Độ tuổi | Dưới 25 tuổi | 71 | 19,19 |
| Từ 25 đến 34 tuổi | 168 | 45,41 | |
| Từ 35 đến 44 tuổi | 96 | 25,95 | |
| Từ 45 tuổi trở lên | 35 | 9,46 | |
| Trình độ học vấn | Trung học phổ thông | 42 | 11,35 |
| Trung cấp, cao đẳng | 83 | 22,43 | |
| Đại học | 215 | 58,11 | |
| Sau đại học | 30 | 8,11 | |
| Thâm niên công tác | Dưới 3 năm | 94 | 25,41 |
| Từ 3 đến dưới 6 năm | 151 | 40,81 | |
| Từ 6 đến dưới 9 năm | 86 | 23,24 | |
| Từ 9 năm trở lên | 39 | 10,54 | |
| Quy mô doanh nghiệp | Doanh nghiệp siêu nhỏ | 89 | 24,05 |
| Doanh nghiệp nhỏ | 191 | 51,62 | |
| Doanh nghiệp vừa | 90 | 24,32 | |
Mẫu nghiên cứu có tỷ lệ nữ cao hơn nam, chiếm 56,22%. Nhóm tuổi từ 25 đến 34 chiếm tỷ trọng lớn nhất với 45,41%; phần lớn người trả lời có trình độ đại học và thời gian công tác từ 3 đến dưới 6 năm. Xét theo quy mô, nhân viên thuộc doanh nghiệp nhỏ chiếm 51,62% tổng số quan sát.
4.2. Kiểm định sai lệch phương pháp chung
Do dữ liệu được thu thập thông qua bảng hỏi tự báo cáo từ cùng một đối tượng khảo sát, nghiên cứu tiến hành kiểm định sai lệch phương pháp chung (Common Method Bias – CMB). Theo Podsakoff và cộng sự (2003), một trong những phương pháp được sử dụng phổ biến là kiểm định đơn nhân tố Harman. Nếu nhân tố đầu tiên giải thích dưới 50% tổng phương sai, thì có thể kết luận rằng phương pháp chung không ảnh hưởng đáng kể đến kết quả nghiên cứu.
Bảng 2. Kết quả kiểm định sai lệch phương pháp chung
| Chỉ tiêu | Giá trị |
| Eigenvalue của nhân tố thứ nhất | 6,214 |
| Tỷ lệ phương sai giải thích (%) | 29,59 |
| Ngưỡng đánh giá (%) | < 50 |
Kết quả cho thấy nhân tố đầu tiên giải thích 29,59% tổng phương sai, thấp hơn ngưỡng 50%. Vì vậy, sai lệch phương pháp chung không phải là vấn đề đáng lo ngại và dữ liệu đủ điều kiện để tiếp tục đánh giá mô hình đo lường và mô hình cấu trúc.
4.3. Đánh giá mô hình đo lường
Mô hình được đánh giá thông qua hệ số tải ngoài, độ tin cậy nhất quán nội tại, giá trị hội tụ và giá trị phân biệt. Theo Hair và cộng sự (2019), hệ số tải ngoài nên lớn hơn 0,70; Cronbach’s Alpha và độ tin cậy tổng hợp phải vượt 0,70; phương sai trích trung bình cần đạt trên 0,50.
Bảng 3. Kết quả đánh giá độ tin cậy và giá trị hội tụ
| Khái niệm và biến quan sát | Hệ số tải | AVE | Cronbach’s Alpha | CR |
| Lãnh đạo trao quyền | 0,674 | 0,839 | 0,892 | |
| EL1 | 0,812 | |||
| EL2 | 0,846 | |||
| EL3 | 0,791 | |||
| EL4 | 0,834 | |||
| Chia sẻ tri thức | 0,626 | 0,914 | 0,930 | |
| KS1 | 0,769 | |||
| KS2 | 0,803 | |||
| KS3 | 0,788 | |||
| KS4 | 0,824 | |||
| KS5 | 0,751 | |||
| KS6 | 0,816 | |||
| KS7 | 0,782 | |||
| KS8 | 0,793 | |||
| Hành vi đổi mới của nhân viên | 0,642 | 0,930 | 0,942 | |
| IWB1 | 0,774 | |||
| IWB2 | 0,819 | |||
| IWB3 | 0,806 | |||
| IWB4 | 0,837 | |||
| IWB5 | 0,792 | |||
| IWB6 | 0,815 | |||
| IWB7 | 0,779 | |||
| IWB8 | 0,828 | |||
| IWB9 | 0,758 |
Hệ số tải của các biến quan sát dao động từ 0,751 đến 0,846, đều vượt ngưỡng 0,70. Cronbach’s Alpha đạt từ 0,839 đến 0,930 và CR đạt từ 0,892 đến 0,942. Các giá trị AVE nằm trong khoảng 0,626 – 0,674, cao hơn ngưỡng 0,50. Kết quả cho thấy các thang đo đáp ứng yêu cầu về độ tin cậy và giá trị hội tụ.
Giá trị phân biệt được đánh giá bằng tỷ số Heterotrait–Monotrait (HTMT). Theo Henseler và cộng sự (2015), giá trị HTMT nhỏ hơn 0,85 cho thấy các khái niệm đạt giá trị phân biệt.
Bảng 4. Kết quả đánh giá giá trị phân biệt theo HTMT
| Khái niệm | (1) | (2) | (3) |
| (1) Lãnh đạo trao quyền | – | ||
| (2) Chia sẻ tri thức | 0,631 | – | |
| (3) Hành vi đổi mới của nhân viên | 0,587 | 0,712 | – |
Tất cả các giá trị HTMT đều thấp hơn 0,85. Vì vậy, các khái niệm trong mô hình có giá trị phân biệt.
4.4. Đánh giá mô hình cấu trúc
Mô hình cấu trúc được đánh giá lần lượt thông qua hiện tượng đa cộng tuyến, hệ số xác định (R²), hệ số đường dẫn và mức ý nghĩa thống kê. Theo cách trình bày của Jabid và cộng sự, VIF nhỏ hơn 3,3 cho thấy mô hình không gặp vấn đề đa cộng tuyến; R2 phản ánh mức độ giải thích của các biến ngoại sinh đối với biến nội sinh.
Bảng 5. Kết quả kiểm định tác động trực tiếp
| Mối quan hệ | VIF | β | p |
| H1: Lãnh đạo trao quyền → Hành vi đổi mới | 1,466 | 0,238 | < 0,001 |
| H2: Lãnh đạo trao quyền → Chia sẻ tri thức | 1,000 | 0,564 | < 0,001 |
| H3: Chia sẻ tri thức → Hành vi đổi mới | 1,466 | 0,421 | < 0,001 |
Giá trị VIF dao động từ 1,000 đến 1,466, thấp hơn ngưỡng 3,3, cho thấy mô hình không bị hiện tượng đa cộng tuyến. Bên cạnh đó, hệ số xác định của biến Chia sẻ tri thức đạt R² = 0,318, trong khi Hành vi đổi mới của nhân viên đạt R² = 0,472, cho thấy mô hình có khả năng giải thích lần lượt 31,8% và 47,2% sự biến thiên của hai biến nội sinh.
Kết quả kiểm định đường dẫn cho thấy lãnh đạo trao quyền tác động tích cực đến hành vi đổi mới của nhân viên (β = 0,238; p < 0,001) và hành vi chia sẻ tri thức (β = 0,564; p < 0,001). Chia sẻ tri thức cũng có ảnh hưởng tích cực đến hành vi đổi mới (β =0,421; p < 0,001). Vì vậy, các giả thuyết H1, H2 và H3 được chấp nhận.
Vai trò trung gian của việc chia sẻ tri thức được đánh giá thông qua hiệu ứng gián tiếp bằng phương pháp bootstrapping.
Bảng 6. Kết quả kiểm định tác động gián tiếp
| Mối quan hệ gián tiếp | β | p | CI 95% |
| H4: Lãnh đạo trao quyền → Chia sẻ tri thức → Hành vi đổi mới | 0,237 | < 0,001 | [0,178; 0,302] |
Hiệu ứng gián tiếp của lãnh đạo trao quyền đến hành vi đổi mới thông qua việc chia sẻ tri thức đạt β = 0,237 và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Khoảng tin cậy 95% không chứa giá trị 0, qua đó xác nhận vai trò trung gian của việc chia sẻ tri thức. Do tác động trực tiếp từ lãnh đạo trao quyền đến hành vi đổi mới vẫn có ý nghĩa sau khi đưa biến trung gian vào mô hình, chia sẻ tri thức đóng vai trò trung gian một phần trong mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền và hành vi đổi mới của nhân viên. Vì vậy, H4 được chấp nhận.
5. Thảo luận
Phát hiện của nghiên cứu cho thấy tác động của lãnh đạo trao quyền đến hành vi đổi mới không diễn ra một cách trực tiếp mà được tăng cường thông qua việc chia sẻ tri thức. Kết quả này gợi ý rằng, quyền tự chủ chỉ tạo điều kiện để nhân viên chủ động hơn trong công việc, trong khi việc hình thành và hiện thực hóa các ý tưởng mới phụ thuộc vào khả năng tiếp cận, trao đổi và vận dụng tri thức trong tổ chức. Cách lý giải này phù hợp với lý thuyết tự quyết, khi quyền tự chủ thúc đẩy động lực nội tại, đồng thời thống nhất với lý thuyết trao đổi xã hội, theo đó, sự tin tưởng và trao quyền từ người lãnh đạo được nhân viên đáp lại bằng những hành vi hợp tác và chia sẻ tri thức vì lợi ích chung của tổ chức.
Kết quả nghiên cứu nhìn chung thống nhất với Jada và cộng sự (2019), Hassi và cộng sự (2022) và Jabid và cộng sự (2025) về ảnh hưởng tích cực của lãnh đạo trao quyền đối với hành vi đổi mới, đồng thời phù hợp với Na-Nan và Arunyaphum (2021) về vai trò của việc chia sẻ tri thức trong việc thúc đẩy đổi mới. Tuy nhiên, nghiên cứu này mở rộng các bằng chứng trước đây khi chứng minh rằng việc chia sẻ tri thức là cơ chế truyền dẫn quan trọng giữa lãnh đạo trao quyền và hành vi đổi mới. Phát hiện này góp phần lý giải vì sao nhiều tổ chức đã thực hiện phân quyền nhưng hiệu quả đổi mới vẫn chưa tương xứng. Nếu tri thức không được chia sẻ và khai thác hiệu quả, quyền tự chủ khó có thể chuyển hóa thành các sáng kiến có giá trị hoặc cải tiến trong công việc.
Đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam, kết quả nghiên cứu có ý nghĩa đặc biệt bởi phần lớn doanh nghiệp còn hạn chế về nguồn lực tài chính, công nghệ và năng lực nghiên cứu, phát triển. Trong điều kiện đó, tri thức nội bộ trở thành nguồn lực chiến lược giúp bù đắp những hạn chế về nguồn lực hữu hình. Điều này cho thấy hiệu quả của lãnh đạo trao quyền không nằm ở việc gia tăng quyền quyết định đơn thuần mà ở khả năng xây dựng môi trường làm việc khuyến khích học hỏi, chia sẻ kinh nghiệm và chuyển hóa tri thức thành các sáng kiến đổi mới. Từ góc độ học thuật, nghiên cứu bổ sung bằng chứng thực nghiệm về vai trò trung gian của chia sẻ tri thức trong mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền và hành vi đổi mới của nhân viên, đồng thời góp phần mở rộng khả năng vận dụng Lý thuyết tự quyết và Lý thuyết trao đổi xã hội trong giải thích cơ chế hình thành hành vi đổi mới tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa ở Việt Nam.
6. Kết luận và hàm ý quản trị
Nghiên cứu đã làm rõ cơ chế tác động của lãnh đạo trao quyền đến hành vi đổi mới của nhân viên thông qua vai trò trung gian của việc chia sẻ tri thức trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam. Kết quả nghiên cứu cho thấy việc chia sẻ tri thức giữ vai trò quan trọng trong việc chuyển hóa tác động của lãnh đạo trao quyền thành hành vi đổi mới, qua đó góp phần giải thích rõ hơn về quá trình hình thành hành vi đổi mới ở cấp độ cá nhân. Về mặt học thuật, nghiên cứu bổ sung bằng chứng thực nghiệm cho mối quan hệ giữa lãnh đạo trao quyền, chia sẻ tri thức và hành vi đổi mới trong bối cảnh doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam, đồng thời mở rộng khả năng vận dụng Lý thuyết trao đổi xã hội và Lý thuyết tự quyết trong giải thích cơ chế tác động của lãnh đạo đến hành vi đổi mới của nhân viên.
Kết quả nghiên cứu gợi mở một số hàm ý quản trị đối với các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam. Doanh nghiệp cần chú trọng phát triển phong cách lãnh đạo trao quyền thông qua việc giao quyền phù hợp với năng lực, mở rộng sự tham gia của nhân viên vào quá trình ra quyết định và khuyến khích tính chủ động trong thực hiện công việc. Khi nhận được sự tin tưởng và quyền tự chủ trong phạm vi trách nhiệm, nhân viên có nhiều cơ hội đề xuất, thử nghiệm và hiện thực hóa các ý tưởng mới, từ đó nâng cao tinh thần đổi mới.
Bên cạnh việc trao quyền, doanh nghiệp cần xây dựng cơ chế thúc đẩy việc chia sẻ tri thức như một hoạt động thường xuyên trong tổ chức. Các kênh trao đổi kinh nghiệm, hoạt động học hỏi giữa đồng nghiệp, chương trình hướng dẫn nội bộ và cơ chế ghi nhận những đóng góp trong việc chia sẻ tri thức cần được thiết kế phù hợp với đặc điểm của doanh nghiệp nhỏ và vừa. Môi trường làm việc khuyến khích chia sẻ sẽ tạo điều kiện để tri thức được lan tỏa, kết hợp và vận dụng hiệu quả trong quá trình giải quyết công việc cũng như phát triển các sáng kiến mới.
Kết quả nghiên cứu cũng cho thấy, trao quyền và chia sẻ tri thức cần được nhìn nhận như hai cơ chế quản trị có mối quan hệ bổ trợ. Việc gia tăng quyền tự chủ sẽ khó tạo ra hiệu quả đổi mới nếu thiếu môi trường hỗ trợ học hỏi và trao đổi tri thức. Vì vậy, doanh nghiệp cần tích hợp hoạt động trao quyền với quản trị tri thức trong cùng một hệ thống quản trị, bảo đảm quyền tự chủ của nhân viên luôn đi cùng với cơ hội tiếp cận, chia sẻ và khai thác tri thức. Cách tiếp cận này sẽ góp phần nâng cao năng lực đổi mới của nhân viên và tăng cường khả năng thích ứng của doanh nghiệp trước những thay đổi trong môi trường kinh doanh.
Tài liệu tham khảo:
Ahearne, M., Mathieu, J., & Rapp, A. (2005). To empower or not to empower your sales force? An empirical examination of the influence of leadership empowerment behavior on customer satisfaction and performance. Journal of Applied Psychology, 90(5), 945–955. https://doi.org/10.1037/0021-9010.90.5.945
Blau, P. M. (1964). Exchange and power in social life. Wiley.
Cục Thống kê (2026). Báo cáo tình hình kinh tế – xã hội quý IV và năm 2025. Bộ Tài chính. https://www.nso.gov.vn/du-lieu-va-so-lieu-thong-ke/2026/01/bao-cao-tinh-hinh-kinh-te-xa-hoi-quy-iv-va-nam-2025/
Deci, E. L., & Ryan, R. M. (1985). Intrinsic motivation and self-determination in human behavior. Plenum Press.
Hassi, A., Rohlfer, S., & Jebsen, S. (2022). Empowering leadership and innovative work behavior: The mediating effects of climate for initiative and job autonomy in Moroccan SMEs. EuroMed Journal of Business, 17(4), 503–518. https://doi.org/10.1108/EMJB-01-2021-0010
Na-Nan, K., & Arunyaphum, A. (2021). Effect of employees’ work engagement and knowledge sharing as mediators of empowering leadership and innovative work behavior. Industrial and Commercial Training, 53(4), 313–330. https://doi.org/10.1108/ICT-08-2020-0100
Nguyen, T. P. L., Tran, N. M., Doan, X. H., & Nguyen, V. H. (2020). The impact of knowledge sharing on innovative work behavior of Vietnam telecommunications enterprises employees. Management Science Letters, 10(1), 53–62. https://doi.org/10.5267/j.msl.2019.8.016
Jada, U. R., Mukhopadhyay, S., & Titiyal, R. (2019). Empowering leadership and innovative work behavior: A moderated mediation examination. Journal of Knowledge Management, 23(5), 915–930. https://doi.org/10.1108/JKM-08-2018-0533
Janssen, O. (2000). Job demands, perceptions of effort-reward fairness and innovative work behavior. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 73(3), 287–302. https://doi.org/10.1348/096317900167038
Jabid, A. W., Amarullah, D., Soleman, M. M., Sabuhari, R., & Zulkifli. (2025). From empowering leaders to innovative work behavior of SME employees: The mediating role of psychological well-being and psychological capital. Cogent Business & Management, 12(1), 2492401. https://doi.org/10.1080/23311975.2025.2492401
Van den Hooff, B., & De Ridder, J. A. (2004). Knowledge sharing in context: The influence of organizational commitment, communication climate and CMC use on knowledge sharing. Journal of Knowledge Management, 8(6), 117–130. https://doi.org/10.1108/13673270410567675
