Tóm tắt: Nghiên cứu nhằm tìm ra các yếu tố tác động đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam. Thông qua 214 mẫu khảo sát và các phân tích định lượng trên phần mềm SPSS26, kết quả cho thấy 8 yếu tố có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam là: Thái độ của lãnh đạo; Hiệu quả điều hành quản trị; Đặc trưng của doanh nghiệp; Khả năng tiếp cận các nguồn lực bên ngoài; Mức độ đầu tư cho đổi mới sáng tạo; Môi trường kinh doanh; Chính sách của Nhà nước; Mối quan hệ với đối tác. Qua đó, một số hàm ý chính sách được đưa ra nhằm thúc đẩy năng lực đổi mới sáng tạo của doanh nghiệp nhỏ và vừa.
Từ khoá: Đổi mới sáng tạo; Doanh nghiệp nhỏ và vừa; Việt Nam.
Research on Innovation Capacity of Small and Medium-Sized Enterprises in Vietnam
Abstract: This study aims to identify the factors influencing the innovation capacity of small and medium-sized enterprises (SMEs) in Vietnam. Based on a survey of 214 respondents and quantitative analyses conducted using SPSS 26, the results reveal that eight key factors positively impact SMEs' innovation capacity in Vietnam: Leadership attitude, managerial efficiency, firm characteristics, access to external resources, investment in innovation, business environment, government policies, and partnerships. Based on these findings, several policy implications are proposed to enhance the innovation capacity of SMEs.
Keywords: Innovation; Small and medium-sized enterprises; Vietnam.
Đặt vấn đề
Trong bối cảnh kinh tế thế giới ngày càng biến động và cạnh tranh gay gắt, đổi mới sáng tạo đã trở thành động lực quan trọng giúp doanh nghiệp nâng cao năng suất, cải thiện chất lượng sản phẩm, tối ưu hóa quy trình sản xuất và gia tăng năng lực cạnh tranh. Đặc biệt, trong kỷ nguyên của cuộc Cách mạng công nghiệp 4.0, khi công nghệ số, trí tuệ nhân tạo (AI), dữ liệu lớn (Big Data) và Internet vạn vật (IoT) ngày càng phát triển mạnh mẽ, việc đổi mới sáng tạo không chỉ là lợi thế mà còn là yếu tố sống còn đối với các doanh nghiệp.
Tại Việt Nam, các doanh nghiệp nhỏ và vừa chiếm khoảng hơn 97% tổng số doanh nghiệp, đóng góp khoảng 40% GDP và tạo ra hơn 60% việc làm trong nền kinh tế. Nhờ sự linh hoạt trong hoạt động, doanh nghiệp nhỏ và vừa có khả năng nhanh chóng thích ứng với những thay đổi của thị trường, từ đó thúc đẩy đổi mới trong nhiều lĩnh vực. Tuy nhiên, so với các doanh nghiệp lớn, doanh nghiệp nhỏ và vừa vẫn gặp nhiều rào cản trong quá trình đổi mới sáng tạo. Những hạn chế về tài chính, nhân lực, công nghệ, năng lực quản trị và khả năng tiếp cận các chính sách hỗ trợ khiến nhiều doanh nghiệp khó triển khai các hoạt động đổi mới một cách hiệu quả. Bên cạnh đó, môi trường kinh doanh và hệ sinh thái hỗ trợ đổi mới sáng tạo tại Việt Nam vẫn đang trong quá trình hoàn thiện, chưa thực sự tạo điều kiện thuận lợi cho doanh nghiệp nhỏ và vừa phát triển năng lực đổi mới một cách bền vững. Xuất phát từ những yêu cầu thực tiễn đó, nghiên cứu năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam không chỉ mang ý nghĩa khoa học mà còn có giá trị thực tiễn cao, là cơ sở giúp các nhà hoạch định chính sách, doanh nghiệp và các tổ chức hỗ trợ có cái nhìn toàn diện hơn về đổi mới sáng tạo trong các doanh nghiệp nhỏ và vừa, đưa ra các chính sách và chiến lược phù hợp để nâng cao sức cạnh tranh của doanh nghiệp Việt Nam trên thị trường trong nước và quốc tế.
Cơ sở lý thuyết và thiết kế mô hình nghiên cứu
Năng lực đổi mới sáng tạo
Cụm từ đổi mới sáng tạo được Schumpeter (1943) nhắc đến đầu tiên và cho rằng đổi mới sáng tạo là quá trình doanh nghiệp đưa ra sản phẩm, quy trình, phương thức kinh doanh hoặc thay đổi hệ thống vận hành. Mục đích của đổi mới sáng tạo chính là việc tạo ra được thị trường mới hay xây dựng được các hình thức tổ chức công nghiệp mới. Trong phạm vi doanh nghiệp, Danh Nam và Ngọc Lan (2024) nhận thấy đổi mới sáng tạo cần được nhìn nhận theo hai góc độ chính như sau: Theo góc độ vĩ mô đổi mới sáng tạo là việc tạo ra một điều gì đó khác lạ hoặc đưa ra phương pháp mới và điều này thể hiện sự kết hợp thuần thục tri thức vào trong sản phẩm, quy trình hoặc dịch vụ mới để tạo ra giá trị nhằm đáp ứng yêu cầu của thực tiễn; Theo góc độ vi mô đổi mới sáng tạo là quy trình đồng bộ, sử dụng tổng hợp những kiến thức, kỹ năng và mọi nguồn lực sẵn có của doanh nghiệp để phục vụ vào các hoạt động đổi mới để giúp thay đổi về kỹ thuật hoặc phi kỹ thuật.
Như vậy, để có thể thực hiện hoạt động đổi mới sáng tạo, mỗi doanh nghiệp cần có một năng lực cụ thể nào đó và Chen (2009) nhận thấy năng lực đổi mới sáng tạo chính là năng lực vốn có của từng doanh nghiệp được sử dụng để tiến hành cải tiến từ quy trình, hệ thống, cơ cấu tổ chức để phục vụ cho quá trình hoạt động của doanh nghiệp. Một số nghiên cứu đã cho liệt kê các năng lực đổi mới sáng tạo cốt lõi của doanh nghiệp như: Năng lực phát triển công nghệ; năng lực hoạt động, năng lực quản lý, năng lực giao dịch….(Dương Thị Tân, 2023). Tất cả các năng lực này đề cập đến khả năng mà doanh nghiệp tạo ra và sử dụng chiến lược thích hợp để xác định khoảng trống thị trường và lấp đầy với các sản phẩm hoặc dịch vụ mới hay đây chính là năng lực đổi mới sáng tạo của doanh nghiệp.
Thông qua quá trình lược khảo các tài liệu có liên quan đến năng lực đổi mới sáng tạo trong những doanh nghiệp kinh doanh trong nhiều lĩnh vực khác nhau, tác giả đã tiến hành quan sát thực tế và trao đổi với một số chủ doanh nghiệp để xác định các yếu tố có ảnh hưởng trực tiếp đến năng lực đổi mới sáng tạo như sau:
Bảng 1: Tổng hợp các yếu tố ảnh hưởng đến năng lực đổi mới sáng tạo
|
Các yếu tố |
Nguồn |
|
Chính sách của Nhà nước |
Jacques và Mohnen (2001); Blomqvist và Ojanen (2004); Nguyễn Quốc Duy (2015) |
|
Đặc trưng của doanh nghiệp |
Haner (2002); Wang và cộng sự (2008); Nguyễn Quốc Duy (2015) |
|
Thái độ đổi mới của lãnh đạo |
Abraham và Moitra (2001); Wang và cộng sự (2008) |
|
Mức độ đầu tư cho đổi mới sáng tạo |
Haner (2002); Wang và cộng sự (2008); Chuang và cộng sự (2010) |
|
Hiệu quả điều hành quản trị |
Romijn và Albaladejo (2002); Blomqvist và cộng sự (2004) |
|
Môi trường kinh doanh |
Wang và cộng sự (2008); Chuang và cộng sự (2010); Nguyễn Quốc Duy (2015) |
|
Mối quan hệ với đối tác |
Avlonitis và cộng sự (1994); Haner (2002) |
|
Khả năng tiếp cận các nguồn lực bên ngoài |
Avlonitis và cộng sự (1994); Hollenstein (1996) |
(Nguồn: Tổng hợp của tác giả)
Từ đó, các giả thuyết được đề xuất như sau:
H1: Chính sách của Nhà nước có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
H2: Đặc trưng của doanh nghiệp có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
H3: Thái độ đổi mới của lãnh đạo có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
H4: Mức độ đầu tư cho đổi mới sáng tạo có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
H5: Hiệu quả điều hành quản trị có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
H6: Môi trường kinh doanh có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
H7: Mối quan hệ với đối tác có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
H8: Khả năng tiếp cận các nguồn lực bên ngoài có ảnh hưởng tích cực đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
Phương trình nghiên cứu có dạng tổng quát như sau:
ĐMST = β0 + β1*CS + β2*ĐT + β3*TĐ + β4*MĐ + β5*HQ + β6*MT + β7*QH + β8*KN + e
Trong đó:
ĐMST (yếu tố phụ thuộc): Năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp nhỏ và vừa
Các yếu tố độc lập bao gồm (Xi): Chính sách của Nhà nước (CS); Đặc trưng của doanh nghiệp (ĐT); Thái độ của lãnh đạo (TĐ); Mức độ đầu tư cho đổi mới sáng tạo (MĐ); Hiệu quả điều hành quản trị (HQ); Môi trường kinh doanh (MT); Mối quan hệ với đối tác (QH); Khả năng tiếp cận các nguồn lực bên ngoài (KN).
βk: Hệ số hồi quy (k = 0, 1, 2…8).
e: là phần dư
Phương pháp nghiên cứu
Phiếu khảo sát tích hợp thang đo được kế thừa từ các nghiên cứu trong và ngoài nước kết hợp hiệu chỉnh thông qua quá trình trao đổi với các chủ doanh nghiệp từ trước để xây dựng thang đo chính thức. Phiếu khảo sát được phát đến các chủ doanh nghiệp nhỏ và vừa tại TP. Hà Nội và TP. Hồ Chí Minh theo hình thức trực tuyến bằng link Google Drive. Nghiên cứu sử dụng phần mềm SPSS 26 để phân tích dữ liệu thu thập nên cỡ mẫu tuân thủ theo tỷ lệ tối thiểu khi phân tích nhân tố khám phá và sử dụng thang đo Likert 5 mức độ (Mức 1- Rất không đồng ý đến Mức 5- Rất đồng ý). Kết quả thu về được 214 phiếu hợp lệ trong khoảng thời gian từ 11/2024 đến 02/2025.
Kết quả phân tích
Bảng 2: Kết quả phân tích các hệ số Cronbach’s Alpha, nhân tố khám phá EFA
và tương quan Pearson
|
Các yếu tố |
Số biến quan sát |
Hệ số Cronbach’s Alpha |
Hệ số tải nhân tố |
Hệ số Eigenvalue |
Hệ số tương quan Pearson |
|
CS |
4 |
0,786 |
0,757 – 0,831 |
7,693 |
0,823** |
|
ĐT |
4 |
0,814 |
0,764 – 0,819 |
6,802 |
0,805** |
|
TĐ |
3 |
0,821 |
0,792 – 0,822 |
5,926 |
0,784** |
|
MĐ |
5 |
0,793 |
0,737 – 0,811 |
5,001 |
0,837** |
|
HQ |
3 |
0,807 |
0,801 – 0,828 |
4,385 |
0,803** |
|
MT |
4 |
0,802 |
0,769 – 0,815 |
3,468 |
0,791** |
|
QH |
4 |
0,798 |
0,758 – 0,799 |
2,294 |
0,777** |
|
KN |
3 |
0,779 |
0,783 – 0,808 |
1,393 |
0,841** |
Hệ số KMO = 0,697; Hệ số tổng phương sai trích = 76,928%
Hệ số Sig của kiểm định Bartlett’s = 0,000
** tương ứng với p < 0,01 |
(Nguồn: Phân tích của tác giả)
Kết quả bảng 2 cho thấy các yếu tố độc lập đều có hệ số Cronbach’s Alpha lớn hơn 0,7 và hệ số tuơng quan biến tổng lớn hơn 0,4 đã khẳng định thang đo đảm bảo tính đơn hướng và độ tin cậy nhất quan nội bộ. Đồng thời, phân tích nhân tố khám phá EFA đã cho thấy các biến quan sát được sắp xếp thành 8 yếu tố đúng với dự đoán ban đầu và không xuất hiện biến xấu bởi hệ số tải nhân tố lớn hơn 0,7; các hệ số Eigenvalue lớn hơn 1 với tổng phương sai trích lớn hơn 70% nên có thể khẳng định đây là thang đo có chất lượng. Hệ số KMO lớn hơn 0,6 với hệ số Sig của kiểm định Bartlett’s đạt 0,000 phù hợp với tiêu chuẩn của Hair và cộng sự (2010) đặt ra để tiến hành phân tích các bước tiếp theo. Khi phân tích yếu tố phụ thuộc, các kết quả thu được cũng hoàn toàn đáp ứng với các tiêu chuẩn của Hair và cộng sự (2010).
Tiến hành phân tích tương quan Pearson đã chỉ ra mối tương quan mạnh mẽ giữa các yếu tố độc lập với yếu tố phụ thuộc và mối tương quan yếu hoặc không có ý nghĩa thống kê giữa các yếu tố độc lập nên thang đo chưa xuất hiện hiện tượng đa cộng tuyến (Hair và cộng sự, 2010).
Bảng 3: Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đa biến
|
Mô hình |
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hoá |
Hệ số hồi quy chuẩn hoá |
t |
Sig. |
Thống kê đa cộng tuyến |
|
Beta |
Độ lệch chuẩn |
Beta chuẩn hoá |
Dung sai điều chỉnh |
VIF |
|
1 |
Hằng số |
2,096 |
0,031 |
|
5,211 |
0,013 |
|
|
|
CS |
0,272 |
0,027 |
0,289 |
4,568 |
0,000 |
0,635 |
1,560 |
|
ĐT |
0,352 |
0,010 |
0,366 |
3,927 |
0,002 |
0,718 |
1,791 |
|
TĐ |
0,381 |
0,024 |
0,395 |
4,150 |
0,000 |
0,703 |
1,723 |
|
MĐ |
0,315 |
0,019 |
0,337 |
3,864 |
0,001 |
0,692 |
1,685 |
|
HQ |
0,364 |
0,015 |
0,378 |
5,392 |
0,000 |
0,711 |
1,709 |
|
MT |
0,296 |
0,030 |
0,305 |
3,815 |
0,002 |
0,637 |
1,810 |
|
QH |
0,253 |
0,021 |
0,274 |
4,621 |
0,000 |
0,690 |
1,735 |
|
KN |
0,328 |
0,032 |
0,341 |
5,048 |
0,004 |
0,726 |
1,648 |
Giá trị F = 135,976; Sig. = 0,000
R2 = 0,793; R2 hiệu chỉnh = 0,785; Durbin-Watson = 1,816
a. Biến phụ thuộc: ĐMST |
(Nguồn: Phân tích của tác giả)
Kết quả phân tích hồi quy tuyến tính đa biến bằng phương pháp Enter các yếu tố được đưa vào cùng một lần để kiểm tra mức độ tác động cho thấy, hệ số R2 hiểu chỉnh đạt 0,785 thể hiện mức độ phù hợp của mô hình cao, các yếu tố độc lập ảnh hưởng đến yếu tố phụ thuộc đạt 78,5%, còn lại là do sai số hoặc các yếu tố khác nằm ngoài mô hình. Hệ số Durbin – Watson = 1,816 khẳng định không có sự vi phạm giả định tự tương quan chuỗi bậc nhất. Kết quả phần tích ANOVA và kiểm định F đã cho thấy hệ số Sig. đạt 0,000 khẳng định mô hình hồi quy tuyến tính là hoàn toàn phù hợp với dữ liệu thu thập và cấu trúc được kiểm tra. Điều này cũng nhấn mạnh một lần nữa về mối tương quan giữa các yếu tố độc lập với yếu tố phụ thuộc. Hệ số phóng đại phương sai VIF của các yếu tố trong mô hình đều nhỏ hơn 2 và giá trị Sig. của kiểm định t đều nhỏ hơn 0,05 do đó không xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến. Kết quả các giả thuyết đưa ra đều được chấp nhận, phương trình hồi quy theo hệ số beta chuẩn hoá như sau:
ĐMST = 0,395*TĐ + 0,378*HQ + 0,366*ĐT + 0,341*KN + 0,337*MĐ + 0,305*MT + 0,289*CS + 0,274*QH + e
Qua phương trình 8 yếu tố đều có ảnh hưởng chiều dương tới biến phụ thuộc theo mức độ giảm dần là: Thái độ của lãnh đạo; Hiệu quả điều hành quản trị; Đặc trưng của doanh nghiệp; Khả năng tiếp cận các nguồn lực bên ngoài; Mức độ đầu tư cho đổi mới sáng tạo; Môi trường kinh doanh; Chính sách của Nhà nước; Mối quan hệ với đối tác. Hạn chế của nghiên cứu là sử dụng mô hình hồi quy đơn giản với cỡ mẫu nhỏ và phương pháp chọn mẫu thuận tiện, vẫn còn một số yếu tố ảnh hưởng ngoài mô hình cần phải tìm hiểu thêm, đây cũng là hướng gợi mở cho những nghiên cứu tiếp theo của tác giả.
Kết luận và hàm ý chính sách
Nghiên cứu đã tập trung đo lường năng lực đổi mới sáng tạo của khu vực doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam, qua phân tích tám yếu tố có tác động trực tiếp đến năng lực đổi mới sáng tạo của doanh nghiệp nhỏ và vừa, bao gồm: Thái độ đổi mới của lãnh đạo; Hiệu quả điều hành quản trị; Đặc trưng của doanh nghiệp; Khả năng tiếp cận các nguồn lực bên ngoài; Mức độ đầu tư cho đổi mới sáng tạo; Môi trường kinh doanh; Chính sách của Nhà nước; Mối quan hệ với đối tác. Dựa trên kết quả nghiên cứu, một số hàm ý chính sách được gợi mở nhằm nâng cao năng lực đổi mới sáng tạo của doanh nghiệp nhỏ và vừa tại Việt Nam như sau:
Chú trọng xây dựng các chương trình đào tạo chuyên sâu, tổ chức các hội thảo về quản trị đổi mới dành riêng cho các chủ doanh nghiệp, nhằm tăng cường nhận thức về tầm quan trọng của đổi mới sáng tạo và cách thức quản trị hiệu quả. Có các chính sách hỗ trợ doanh nghiệp xây dựng hệ thống quản trị đổi mới, tìm kiếm đầu tư từ các tổ chức tài chính, quỹ đầu tư mạo hiểm vào lĩnh vực đổi mới sáng tạo. Đơn giản hóa các thủ tục hành chính không cần thiết, đồng thời xây dựng một hệ thống hỗ trợ doanh nghiệp có tính minh bạch cao, giúp doanh nghiệp nhỏ và vừa dễ dàng tiếp cận các chương trình hỗ trợ về thuế, tài chính và công nghệ.
Thiết lập các trung tâm đổi mới sáng tạo liên kết giữa doanh nghiệp, viện nghiên cứu và trường đại học, nơi doanh nghiệp có thể đặt hàng nghiên cứu hoặc thử nghiệm công nghệ trước khi triển khai trên quy mô lớn. Quy hoạch các khu vực tập trung doanh nghiệp đổi mới sáng tạo, tạo môi trường văn hoá khuyến khích chia sẻ kinh nghiệm, hợp tác học hỏi các đối tác và tiếp cận tốt các dịch vụ hỗ trợ chuyên biệt./.
ThS. Trần Mạnh Hưng
Trường Đại học Thành Đông
Tài liệu tham khảo
1. Abraham, B. P., & Moitra, S. (2001). Innovation assessment through patent analysis. Technovation, 21(4), 245–252. https://doi.org/10.1016/S0166-4972(00)00046-5
2. Avlonitis, G. J., Kouremenos, A., & Tzokas, N. (1994). Assessing the innovativeness of organizations and its antecedents: Project Innovstrat. European Journal of Marketing, 28(11), 5–28. https://doi.org/10.1108/03090569410075812
3. Blomqvist, K., & Ojanen, V. (2005). Seizing collaborative advantage in knowledge creation: The role of relational capital. International Journal of Learning and Intellectual Capital, 2(2), 140–158. https://doi.org/10.1504/IJLIC.2005.006976
4. Chen, C. J. (2009). Technology commercialization, incubator and venture capital, and new venture performance. Journal of Business Research, 62(1), 93–103. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2007.11.016
5. Chen, J.-S., et al. (2009). Influence of capital structure and operational risk on profitability of life insurance industry in Taiwan. Journal of Modelling in Management, 4, 7–18. https://doi.org/10.1108/17465660910943720
6. Chuang, L. M., Morgan, R. E., & Robson, M. J. (2010). Innovation orientation, organizational learning, and performance: The evidence from high-tech firms in China. International Journal of Research in Marketing, 27(1), 36–45. https://doi.org/10.1016/j.ijresmar.2009.09.003
7. Dương Thị Tân. (2023). Đánh giá nhân tố ảnh hưởng đến năng lực đổi mới sáng tạo của các doanh nghiệp may ở Việt Nam. Tạp chí Nghiên cứu Tài chính Kế toán, 1(234), 69–75.
8. Haner, U.-E. (2002). Innovation quality—a conceptual framework. International Journal of Production Economics, 80(1), 31–37. https://doi.org/10.1016/S0925-5273(02)00243-5
9. Hollenstein, H. (1996). A composite indicator of a firm's innovativeness: An empirical analysis based on survey data for Swiss manufacturing. Research Policy, 25(4), 633–645. https://doi.org/10.1016/0048-7333(95)00874-8
10. Jacques, M., & Mohnen, P. (2001). Measuring the returns to R&D. SSRN Electronic Journal, 2(1). https://doi.org/10.2139/ssrn.228279377
11. Nguyễn Danh Nam, & Uông Thị Ngọc Lan (2024). Nhận diện các yếu tố ảnh hưởng đến năng lực đổi mới sáng tạo trong khu vực kinh tế tư nhân. Tạp chí nghiên cứu kinh tế, 2 (549), 37 – 48.
12. Nguyễn Quốc Duy. (2015). Đổi mới sáng tạo và các nhân tố tác động - Tổng kết cơ sở lý thuyết. Tạp chí Kinh tế & Phát triển, 211(II), 37–46.
13. Romijn, H., & Albaladejo, M. (2002). Determinants of innovation capability in small electronics and software firms in southeast England. Research Policy, 31(7), 1053–1067. https://doi.org/10.1016/S0048-7333(01)00176-7
14. Schumpeter, J. A. (1943). Capitalism, socialism, and democracy (6th ed., pp. 81–84). London & New York: George Allen & Unwin.
15. Wang, C. L., & Ahmed, P. K. (2007). Dynamic capabilities: A review and research agenda. International Journal of Management Reviews, 9(1), 31–51. https://doi.org/10.1111/j.1468-2370.2007.00201.x