Tăng cường sự cam kết của nhân viên đối với thay đổi tại các khách sạn ở Việt Nam: Vai trò của lãnh đạo chuyển đổi và văn hóa hợp tác

Hạ Thanh Tùng

Đại học Công nghiệp Hà Nội; NCS., Trường Đại học Ngoại thương

Lê Ba Phong (Tác giả liên hệ)

Đại học Công nghiệp Hà Nội

Email: lebaphong@haui.edu.vn

Tóm tắt

Nghiên cứu vận dụng Lý thuyết trao đổi xã hội để làm sáng tỏ tác động của lãnh đạo chuyển đổi đến sự cam kết của nhân viên đối với thay đổi của khách sạn trên 3 khía cạnh: Cam kết tình cảm, Cam kết chuẩn mực và Cam kết duy trì, thông qua vai trò trung gian của Văn hóa hợp tác. Dữ liệu sơ cấp thu thập từ 442 nhân viên và quản lý cấp trung tại 90 khách sạn 3-5 sao thuộc 9 tỉnh/thành phố được phân tích bằng mô hình PLS-SEM với bootstrapping 5.000 mẫu. Kết quả nghiên cứu cho thấy, Lãnh đạo chuyển đổi có ảnh hưởng tích cực đến Văn hóa hợp tác và cả 3 khía cạnh của cam kết. Đặc biệt, Văn hóa hợp tác đóng vai trò trung gian bổ sung một phần, trong đó hiệu ứng trung gian giảm dần từ Cam kết tình cảm qua Cam kết chuẩn mực đến Cam kết duy trì. Phát hiện này cho thấy Văn hóa hợp tác là kênh truyền dẫn có chọn lọc, phát huy hiệu quả cao nhất đối với khía cạnh cam kết mang bản chất quan hệ, từ đó gợi mở hàm ý quản trị giúp nhà quản lý khách sạn có định hướng đúng đắn để phát triển văn hóa hợp tác và tăng cường mức độ cam kết của nhân viên đối với thay đổi.

Từ khóa: Lãnh đạo chuyển đổi, văn hóa hợp tác, cam kết với thay đổi, vai trò trung gian, ngành khách sạn

Abstract

Drawing on social exchange theory, this study examines the impact of transformational leadership on employees’ commitment to organizational change in the hotel industry across three dimensions: affective commitment, normative commitment, and continuance commitment, with collaborative culture serving as a mediating mechanism. Primary data collected from 442 employees and middle-level managers across 90 three- to five-star hotels in nine provinces and cities were analyzed using partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM) with 5,000 bootstrap samples. The findings indicate that transformational leadership has a positive effect on collaborative culture and all three dimensions of employees’ commitment to change. Notably, collaborative culture plays a partial complementary mediating role, with the magnitude of the mediation effect gradually decreasing from affective commitment to normative commitment and then to continuance commitment. These findings suggest that collaborative culture functions as a selective transmission mechanism, exerting the strongest influence on the relational dimension of commitment. The study therefore provides managerial implications for hotel managers to develop a collaborative culture and strengthen employees’ commitment to organizational change.

Keywords: Transformational leadership, collaborative culture, commitment to change, mediating role, hotel industry

GIỚI THIỆU

Ngành khách sạn Việt Nam đang trải qua giai đoạn tái cấu trúc sâu rộng sau đại dịch COVID-19, với những chương trình thay đổi quy mô lớn từ sắp xếp lại bộ máy, chuyển đổi số quy trình vận hành cho đến chuẩn hóa tiêu chuẩn dịch vụ. Tuy nhiên, phần lớn các sáng kiến thay đổi tổ chức không đạt được mục tiêu đề ra do thiếu hụt sự cam kết từ phía nhân viên (Olafsen và cộng sự, 2021).

Cam kết với thay đổi phản ánh trạng thái tâm lý ràng buộc cá nhân với chuỗi hành động cần thiết cho việc triển khai thành công một sáng kiến thay đổi, bao gồm 3 thành phần: Cam kết tình cảm (CKTC- mong muốn ủng hộ), Cam kết chuẩn mực (CKCM - nghĩa vụ đạo đức) và Cam kết duy trì (CKDT - nhận thức về chi phí phải gánh chịu nếu không ủng hộ) (Herscovitch và Meyer, 2002). Mặc dù vậy, phần lớn nghiên cứu hiện nay vẫn xử lý cam kết với thay đổi như một khái niệm đơn nhất, làm mất đi độ phân giải cần thiết giữa các thành phần vận hành theo những cơ chế tâm lý khác nhau.

Dù lãnh đạo chuyển đổi (LĐCĐ) được ghi nhận là tiền đề quan trọng của cam kết với thay đổi (Peng và cộng sự, 2021), song chưa có nghiên cứu nào kiểm định chuỗi quan hệ từ LĐCĐ qua văn hóa hợp tác (VHHT) đến sự cam kết đối với thay đổi của nhân viên trên cả 3 khía cạnh cam kết cụ thể, đặc biệt trong bối cảnh của các doanh nghiệp khách sạn tại Việt Nam. Nghiên cứu này được thực hiện nhằm kiểm định tác động của LĐCĐ đến 3 khía cạnh cam kết đối với thay đổi và giải mã vai trò trung gian truyền dẫn của VHHT, từ đó cung cấp bằng chứng thực tiễn giúp các nhà quản lý khách sạn nâng cao hiệu quả quản trị thay đổi.

CƠ SỞ LÝ THUYẾT VÀ PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU

Cơ sở lý thuyết và giả thuyết nghiên cứu

Lãnh đạo chuyển đổi và Cam kết với thay đổi

LĐCĐ là phong cách lãnh đạo trong đó người đứng đầu khơi dậy ở nhân viên nỗ lực vượt trên kỳ vọng thông thường thông qua việc nâng tầm nhận thức về ý nghĩa của mục tiêu chung (Bass, 1985). Khái niệm này được thao tác hóa qua 5 thành phần gồm: ảnh hưởng lý tưởng về phẩm chất, hành vi, động lực truyền cảm hứng, kích thích trí tuệ và quan tâm cá nhân hóa (Bass và Riggio, 2006). Cam kết với thay đổi kế thừa mô hình 3 thành phần của Meyer và Allen (1991) và được Herscovitch và Meyer (2002) mở rộng sang bối cảnh thay đổi.

Lý thuyết trao đổi xã hội (Blau, 1964; Cropanzano và Mitchell, 2005) giúp biện giải mối quan hệ giữa LĐCĐ và cam kết của nhân viên. Theo đó, khi nhân viên nhận được những nguồn lực có giá trị như: sự tôn trọng, hỗ trợ và cơ hội phát triển, họ hình thành nghĩa vụ đáp lại bằng các thái độ tích cực đối với tổ chức. Cơ chế đáp trả này vận hành khác nhau trên từng khía cạnh cam kết. Ảnh hưởng lý tưởng và động lực truyền cảm hứng giúp nhân viên nhìn thấy ý nghĩa của thay đổi, từ đó hình thành mong muốn tự nguyện ủng hộ. Sự quan tâm cá nhân hóa và tấm gương đạo đức của lãnh đạo tạo ra cảm nhận về ân nghĩa mà nhân viên thấy cần đáp lại. Việc lãnh đạo truyền đạt rõ viễn cảnh và hệ quả của thay đổi cũng làm nổi bật chi phí của việc đứng ngoài lộ trình đổi mới. Từ đó, nghiên cứu đề xuất các giả thuyết sau:

H1a.b.c: LĐCĐ có ảnh hưởng tích cực đến CKTC, CKCM và CKDT của nhân viên.

Lãnh đạo chuyển đổi và Văn hóa hợp tác

VHHT là hệ thống giá trị, niềm tin và chuẩn mực chung thúc đẩy các cá nhân và bộ phận cùng làm việc, chia sẻ nguồn lực và tri thức để đạt mục tiêu chung (Yang, 2007; Barczak và cộng sự, 2010).

Nhà LĐCĐ đề cao mục tiêu chung trên lợi ích cá nhân, khuyến khích đối thoại đa chiều và quan tâm đến sự phát triển của từng nhân viên. Hành vi làm gương về tinh thần đồng đội hợp thức hóa chuẩn mực chia sẻ, sự kích thích trí tuệ tạo môi trường an toàn để nhân viên trao đổi ý tưởng vượt qua ranh giới bộ phận, còn sự quan tâm cá nhân hóa xây dựng nền tảng tin cậy cho mọi hành vi hợp tác. Bằng chứng thực nghiệm trong ngành khách sạn cho thấy vai trò lãnh đạo mang tính dẫn dắt, cố vấn và khuyến khích đổi mới gắn liền với môi trường văn hóa hợp tác (Yang, 2007), trong khi nghiên cứu tại lĩnh vực tài chính ngân hàng xác nhận quan hệ tích cực giữa LĐCĐ và văn hóa tổ chức (Bagga và cộng sự, 2023). Tại Việt Nam, LĐCĐ đã được ghi nhận thúc đẩy hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa (Tuyen và Phong, 2025), đồng nghĩa với việc thúc đẩy một trong những biểu hiện cốt lõi của VHHT. Vì vậy, nghiên cứu đề xuất giả thuyết sau:

H2: LĐCĐ có ảnh hưởng tích cực đến VHHT.

Văn hóa hợp tác và Cam kết với thay đổi

VHHT tác động đến từng khía cạnh cam kết thông qua 3 cơ chế phân biệt. Đối với CKTC, môi trường tin cậy, hỗ trợ lẫn nhau và giao tiếp cởi mở nuôi dưỡng cảm xúc gắn bó tại nơi làm việc. Khi các bộ phận phối hợp nhịp nhàng, nhân viên nhìn thấy toàn cảnh mục tiêu của tổ chức và tin vào tính khả thi của thay đổi, từ đó hình thành mong muốn ủng hộ (Cameron và Quinn, 2011; Olafsen và cộng sự, 2021).

Đối với CKCM, chuẩn mực có đi có lại giữ vai trò trung tâm (Gouldner, 1960). Khi nhân viên chứng kiến đồng nghiệp ở bộ phận khác đang nỗ lực và sẵn sàng hỗ trợ mình, việc ủng hộ thay đổi trở thành nghĩa vụ đạo đức nghề nghiệp được cả tập thể chia sẻ. Đối với CKDT, mạng lưới quan hệ hợp tác là một dạng vốn xã hội mà nhân viên sẽ tổn thất nếu đứng ngoài lộ trình đổi mới, và tại các khách sạn có quy trình vận hành chặt chẽ, nhân viên thường không muốn trở thành nguyên nhân làm gián đoạn chuỗi phối hợp chung. Nhận thức về chi phí quan hệ này củng cố CKDT, song ở mức hạn chế hơn 2 khía cạnh còn lại vì bản chất của CKDT là phép tính về chi phí phải gánh chịu và về các phương án lựa chọn thay thế (Meyer và Allen, 1991). Do đó, nghiên cứu đề xuất các giả thuyết sau:

H3a.b.c: VHHT có ảnh hưởng tích cực đến CKTC, CKCM và CKDT của nhân viên.

Vai trò trung gian của Văn hóa hợp tác

Mặc dù lãnh đạo có thể ảnh hưởng trực tiếp đến nhân viên, nhưng tác động này thường bị giới hạn bởi thời gian và tần suất tương tác. Trong khi đó, các giá trị và chuẩn mực do lãnh đạo xây dựng được thể chế hóa thông qua VHHT, qua đó tiếp tục định hướng nhận thức và hành vi của nhân viên trong các tương tác hằng ngày, ngay cả khi không có sự hiện diện trực tiếp của các nhà lãnh đạo (Bagga và cộng sự, 2023). Đặc biệt, văn hóa tổ chức và các giá trị hợp tác được xác nhận là cầu nối trong mối quan hệ giữa lãnh đạo và khả năng đổi mới của tổ chức (Wiroonrath và cộng sự, 2024). Do đó, các giả thuyết sau được đề xuất như sau:

H4a.b.c: VHHT đóng vai trò trung gian trong tác động của LĐCĐ đến CKTC, CKCM và CKDT của nhân viên.

Mô hình nghiên cứu

Dựa trên cơ sở lý thuyết và các giả thuyết nghiên cứu, nhóm tác giả xây dựng mô hình nghiên cứu đề xuất như Hình 1.

Hình 1: Mô hình nghiên cứu đề xuất

Nguồn: Đề xuất của nhóm tác giả

Phương pháp nghiên cứu

Thiết kế và mẫu nghiên cứu

Nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng để kiểm định mối quan hệ giữa LĐCĐ, VHHT và 3 khía cạnh cam kết với thay đổi. Dữ liệu sơ cấp được thu thập bằng bảng hỏi tại 90 khách sạn 3-5 sao thuộc 9 tỉnh, thành phố đại diện cho các trung tâm du lịch trọng điểm của Việt Nam, với đối tượng khảo sát là nhân viên và quản lý cấp trung tại những khách sạn đã triển khai ít nhất một chương trình thay đổi gần đây. Trong số 550 bảng hỏi phát ra, thu về 442 bảng hỏi hợp lệ. Mẫu nghiên cứu gồm 56,79% nữ; 78,96% dưới 40 tuổi; 78,05% thuộc khối vận hành trực tiếp và hơn 74% có thâm niên từ 1-5 năm.

Đo lường các biến tiềm ẩn

Các biến tiềm ẩn được đo lường bằng thang Likert 5 mức độ (1: Hoàn toàn không đồng ý đến 5: Hoàn toàn đồng ý). Trong đó, LĐCĐ được đo lường bởi 21 biến quan sát kế thừa từ Avolio và Bass (2004), mô hình hóa dưới dạng cấu trúc bậc 2 hội tụ từ 5 thành phần. VHHT được đo lường bởi 8 biến quan sát hiệu chỉnh từ Yang (2007), Barczak và cộng sự (2010). Cam kết với thay đổi được đo lường bởi 10 biến quan sát kế thừa từ Herscovitch và Meyer (2002), gồm: CKTC với 4 biến, CKCM với 3 biến và CKDT với 3 biến. Bảng hỏi được chuyển ngữ theo quy trình dịch ngược và khảo sát thử trước khi triển khai chính thức.

Dữ liệu được phân tích bằng PLS-SEM trên phần mềm SmartPLS. Sai lệch phương pháp chung được kiểm soát theo Podsakoff và cộng sự (2003) và Kock (2015), với toàn bộ hệ số VIF toàn phần dao động từ 1,351-1,934, thấp hơn ngưỡng 3,3.

KẾT QUẢ VÀ THẢO LUẬN

Kết quả nghiên cứu

Mô hình đo lường

Kết quả tại Bảng 1 cho thấy các thang đo đạt độ tin cậy và giá trị hội tụ tốt. Hệ số Cronbach's Alpha dao động từ 0,762-0,954; rho_A từ 0,767-0,954 và độ tin cậy tổng hợp (CR) từ 0,863-0,958, đều < 0,70. Phương sai trích trung bình (AVE) đều > 0,50. Hệ số tải chuẩn hóa trên các cấu trúc thành phần dao động từ 0,699-0,872, còn trên cấu trúc bậc hai LĐCĐ thấp nhất đạt 0,639, đều cao hơn mức sàn 0,60 (Hair và cộng sự, 2022).

Bảng 1: Độ tin cậy và giá trị hội tụ của các cấu trúc (n = 442)

Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của nhóm tác giả

Giá trị phân biệt được đánh giá theo tiêu chí của Fornell và Larcker (1981), trình bày tại Bảng 2.

Bảng 2. Thống kê mô tả và tính phân biệt của thang đo

Ghi chú: Giá trị trên đường chéo là căn bậc hai của AVE.

Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu của nhóm tác giả

Kết quả Bảng 2 cho thấy căn bậc hai AVE của mỗi cấu trúc đều lớn hơn các hệ số tương quan tương ứng, qua đó xác nhận giá trị phân biệt của thang đo. Các chỉ số HTMT giữa những khái niệm trung tâm cũng thấp hơn ngưỡng 0,85 (Henseler và cộng sự, 2015). Riêng HTMT giữa 5 thành phần bậc nhất của LĐCĐ vượt ngưỡng 1,00, song đây là hệ quả tất yếu của cách tiếp cận chỉ báo lặp lại, trong đó các thành phần được thiết kế để cùng hội tụ vào một khái niệm bậc cao duy nhất nên tiêu chuẩn phân biệt chỉ áp dụng giữa LĐCĐ với các khái niệm lý thuyết khác (Sarstedt và cộng sự, 2019).

Kết quả kiểm định mô hình cấu trúc

Kết quả kiểm định mô hình cấu trúc trình bày tại Bảng 3 và Hình 2 cho thấy các giả thuyết về tác động trực tiếp đều được ủng hộ. LĐCĐ có ảnh hưởng tích cực và có ý nghĩa thống kê đến CKTC (β = 0,319), CKCM (β = 0,296) và CKDT (β = 0,307) với p < 0,001; do đó H1a, H1b và H1c được ủng hộ. LĐCĐ cũng có ảnh hưởng mạnh nhất trong toàn mô hình đối với VHHT (β = 0,626; p < 0,001), qua đó xác nhận H2.

Kết quả tại Bảng 3 cũng cho thấy VHHT có ảnh hưởng tích cực đến CKTC (β = 0,320), CKCM (β = 0,251) và CKDT (β = 0,181) với p < 0,001; do đó H3a, H3b và H3c được ủng hộ. Đáng chú ý, cường độ ảnh hưởng của VHHT giảm dần từ CKTC qua CKCM đến CKDT. Mô hình giải thích được 39,2% phương sai của VHHT; 33,2% của CKTC; 24,3% của CKCM và 19,6% của CKDT. Chỉ số SRMR = 0,064 và các giá trị Q² đều > 0, dao động từ 0,132-0,225, cho thấy mô hình phù hợp với dữ liệu và có năng lực dự báo ngoài mẫu.

Bảng 3: Kết quả kiểm định giả thuyết nghiên cứu

Ghi chú: ***p < 0,001.

Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu trên SmartPLS

Hình 2: Kết quả kiểm định mô hình cấu trúc

Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu SmartPLS

Kiểm định vai trò trung gian của VHHT

Để kiểm tra vai trò trung gian của VHHT, phương pháp bootstrap được áp dụng với 5.000 lần lặp nhằm xác minh ý nghĩa thống kê của các tác động gián tiếp. Tỷ lệ tác động gián tiếp trên tổng tác động cũng được tính toán để lượng hóa mức độ trung gian (Bảng 4).

Bảng 4: Kết quả phân tích vai trò trung gian của VHHT

Ghi chú: **p < 0,01; ***p < 0,001.

Nguồn: Kết quả xử lý dữ liệu trên SmartPLS

Kết quả tại Bảng 4 cho thấy tác động gián tiếp của LĐCĐ đối với CKTC (β = 0,201; p < 0,001), CKCM (β = 0,157; p < 0,001) và CKDT (β = 0,113; p < 0,01) đều có ý nghĩa thống kê, qua đó ủng hộ H4a, H4b và H4c. Do các tác động trực tiếp tương ứng cũng có ý nghĩa và cùng chiều dương, nên cả 3 quan hệ được xác định là trung gian bổ sung một phần (Zhao và cộng sự, 2010). Điểm đáng lưu ý là tỷ lệ trung gian giảm dần có trật tự, từ 38,6% ở CKTC xuống 34,7% ở CKCM và 27,0% ở CKDT.

Thảo luận

Kết quả nghiên cứu cho thấy LĐCĐ ảnh hưởng tích cực đến cả 3 khía cạnh cam kết, đồng thời tác động rất mạnh đến VHHT. Điều này phù hợp với Lý thuyết trao đổi xã hội, theo đó sự truyền cảm hứng, làm gương và quan tâm cá nhân hóa của lãnh đạo vừa tạo ra nghĩa vụ đáp lại ở nhân viên, vừa định hình môi trường văn hóa của tổ chức (Blau, 1964; Schein, 2010; Bagga và cộng sự, 2023).

Bên cạnh đó, VHHT ảnh hưởng tích cực đến cả 3 khía cạnh cam kết, mạnh nhất với CKTC và yếu nhất với CKDT. Điều này cho thấy môi trường hợp tác vừa nuôi dưỡng cảm xúc gắn bó, vừa tạo ra nghĩa vụ đạo đức và nhận thức về chi phí quan hệ, đồng thời giúp nhân viên nhìn thấy toàn cảnh mục tiêu của tổ chức và giảm bớt tư duy cục bộ giữa các bộ phận trong giai đoạn thay đổi.

Kết quả bootstrap xác nhận vai trò trung gian bổ sung một phần của VHHT trên cả 3 đường dẫn, trong đó tỷ lệ trung gian giảm dần từ CKTC qua CKCM đến CKDT. Mô hình 3 thành phần của Herscovitch và Meyer (2002) giúp giải thích mô thức này. CKTC bắt nguồn từ sự gắn kết cảm xúc, vốn được nuôi dưỡng qua chất lượng quan hệ hàng ngày, nên VHHT phát huy hiệu quả cao nhất. CKCM vận hành qua chuẩn mực có đi có lại của tập thể nên vẫn hưởng lợi đáng kể từ môi trường hợp tác. Ngược lại, CKDT dựa trên phép tính chi phí và lợi ích cá nhân, chịu chi phối chủ yếu bởi các yếu tố cấu trúc, nên vai trò truyền dẫn của văn hóa mờ nhạt hơn.

So với các nghiên cứu quốc tế, kết quả này vừa nhất quán vừa có điểm bổ sung. Olafsen và cộng sự (2021) cho thấy văn hóa tổ chức mang tính linh hoạt có quan hệ rõ rệt hơn với cam kết tích cực đối với thay đổi, điều này nhất quán với phát hiện của nghiên cứu hiện tại rằng VHHT tác động mạnh nhất đến CKTC. Điểm bổ sung nằm ở chỗ nghiên cứu này lượng hóa được mức độ truyền dẫn khác biệt giữa 3 khía cạnh cam kết, vấn đề mà các nghiên cứu trước chưa làm rõ. Bên cạnh đó, tác động dương tuy nhỏ nhưng có ý nghĩa thống kê của VHHT đến CKDT có thể phản ánh đặc thù của một xã hội đề cao sự hòa hợp nhóm và định hướng dài hạn như Việt Nam, nơi vốn quan hệ tại nơi làm việc chiếm tỷ trọng lớn hơn trong cân nhắc chi phí và lợi ích của nhân viên.

KẾT LUẬN VÀ HÀM Ý QUẢN TRỊ

Kết luận

Dựa trên Lý thuyết trao đổi xã hội, nghiên cứu kiểm định ảnh hưởng của LĐCĐ đến 3 khía cạnh cam kết với thay đổi thông qua vai trò trung gian của VHHT tại các doanh nghiệp khách sạn Việt Nam. Kết quả cho thấy, LĐCĐ tác động tích cực đến cả 3 khía cạnh cam kết, vừa trực tiếp, vừa gián tiếp thông qua VHHT. Đóng góp nổi bật là việc chỉ ra mức độ trung gian giảm dần từ CKTC qua CKCM đến CKDT, qua đó khẳng định VHHT là kênh truyền dẫn có chọn lọc chứ không đồng đều cho mọi dạng cam kết.

Hàm ý quản trị

Từ kết quả nghiên cứu, nhóm tác giả đề xuất một số hàm ý quản trị đối với các doanh nghiệp khách sạn trong quá trình thực hiện thay đổi như sau:

Doanh nghiệp cần chú trọng phát triển năng lực lãnh đạo chuyển đổi cho đội ngũ quản lý cấp trung, vốn là lực lượng tiếp xúc hàng ngày với nhân viên vận hành. Bên cạnh đó, đầu tư vào các cơ chế phối hợp liên bộ phận như: họp giao ban chung giữa khối tiền sảnh và khối hậu cần, nền tảng chia sẻ thông tin vận hành và cơ chế ghi nhận theo thành tích phối hợp. Tuy nhiên, nhà quản lý không nên kỳ vọng VHHT giải quyết được mọi dạng cam kết. Với nhóm nhân viên gắn bó chủ yếu vì cân nhắc chi phí và lợi ích, doanh nghiệp cần dùng công cụ khác như đãi ngộ gắn với lộ trình thay đổi và lộ trình nghề nghiệp minh bạch.

Hạn chế và hướng nghiên cứu tiếp theo

Bên cạnh những kết quả đạt được, nghiên cứu vẫn còn một số hạn chế. Thứ nhất, dữ liệu cắt ngang chưa cho phép khẳng định quan hệ nhân quả, do đó các nghiên cứu tiếp theo nên sử dụng thiết kế theo thời gian hoặc dữ liệu đa nguồn. Thứ hai, nghiên cứu chỉ xem xét VHHT như cơ chế trung gian duy nhất, nên có thể bổ sung những cơ chế khác như niềm tin vào lãnh đạo hoặc an toàn tâm lý. Thứ ba, phạm vi khảo sát giới hạn ở khách sạn 3-5 sao, cần mở rộng sang các loại hình lưu trú khác để kiểm định tính khái quát.

(*) Lời cảm ơn: Nhóm nghiên cứu về đổi mới sáng tạo SLT (mã số: 08-2025-NCTN) trân trọng cảm ơn sự hỗ trợ của Đại học Công nghiệp Hà Nội trong quá trình thực hiện nghiên cứu này.

Tài liệu tham khảo:

1. Avolio, B. J., & Bass, B. M. (2004). Multifactor Leadership Questionnaire: Manual and sampler set (3rd ed.). Mind Garden.

2. Bagga, S. K., Gera, S., & Haque, S. N. (2023). The mediating role of organizational culture: Transformational leadership and change management in a banking setting. Asia Pacific Management Review, 28(2), 128-141.

3. Barczak, G., Lassk, F., & Mulki, J. (2010). Antecedents of team creativity: An examination of team emotional intelligence, team trust and collaborative culture. Creativity and Innovation Management, 19(4), 332-345.

4. Bass, B. M. (1985). Leadership and performance beyond expectations. Free Press.

5. Bass, B. M., & Riggio, R. E. (2006). Transformational leadership (2nd ed.). Lawrence Erlbaum Associates.

6. Blau, P. M. (1964). Exchange and power in social life. Wiley.

7. Cameron, K. S., & Quinn, R. E. (2011). Diagnosing and changing organizational culture: Based on the competing values framework (3rd ed.). Jossey-Bass.

8. Cropanzano, R., & Mitchell, M. S. (2005). Social exchange theory: An interdisciplinary review. Journal of Management, 31(6), 874-900.

9. Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50.

10. Gouldner, A. W. (1960). The norm of reciprocity: A preliminary statement. American Sociological Review, 25(2), 161-178.

11. Hair, J. F., Hult, G. T. M., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2022). A primer on partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM) (3rd ed.). Sage.

12. Henseler, J., Ringle, C. M., & Sarstedt, M. (2015). A new criterion for assessing discriminant validity in variance-based structural equation modeling. Journal of the Academy of Marketing Science, 43(1), 115-135.

13. Herscovitch, L., & Meyer, J. P. (2002). Commitment to organizational change: Extension of a three-component model. Journal of Applied Psychology, 87(3), 474-487.

14. Kock, N. (2015). Common method bias in PLS-SEM: A full collinearity assessment approach. International Journal of e-Collaboration, 11(4), 1-10.

15. Meyer, J. P., & Allen, N. J. (1991). A three-component conceptualization of organizational commitment. Human Resource Management Review, 1(1), 61-89.

16. Olafsen, A. H., Nilsen, E. R., Smedsrud, S., & Kamaric, D. (2021). Sustainable development through commitment to organizational change: The implications of organizational culture and individual readiness for change. Journal of Workplace Learning, 33(3), 180-196.

17. Peng, J., Li, M., Wang, Z., & Lin, Y. (2021). Transformational leadership and employees' reactions to organizational change: Evidence from a meta-analysis. The Journal of Applied Behavioral Science, 57(3), 369-397.

18. Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J.-Y., & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879-903.

19. Sarstedt, M., Hair, J. F., Cheah, J.-H., Becker, J.-M., & Ringle, C. M. (2019). How to specify, estimate, and validate higher-order constructs in PLS-SEM. Australasian Marketing Journal, 27(3), 197-211.

20. Schein, E. H. (2010). Organizational culture and leadership (4th ed.). Jossey-Bass.

21. Tuyen, N. T., & Phong, L. B. (2025). Tác động của LDCĐ đến hành vi chia sẻ tri thức của nhân viên tại các doanh nghiệp nhỏ và vừa trên địa bàn Hà Nội. Tạp chí Kinh tế và Kinh doanh, 5(1), 73. https://doi.org/10.57110/vnu-jeb.v5i1.454

22. Wiroonrath, S., Phanniphong, K., Somnuk, S., & Na-Nan, K. (2024). Impact of leader support on open innovation: The mediating role of organizational culture, intellectual property, and collaboration. Journal of Open Innovation: Technology, Market, and Complexity, 10(3), 100333.

23. Yang, J.-T. (2007). Knowledge sharing: Investigating appropriate leadership roles and collaborative culture. Tourism Management, 28(2), 530-543.

24. Zhao, X., Lynch, J. G., & Chen, Q. (2010). Reconsidering Baron and Kenny: Myths and truths about mediation analysis. Journal of Consumer Research, 37(2), 197-206.