Những khám phá mới trong mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua rau an toàn của người tiêu dùng đô thị - Trường hợp nghiên cứu tại Thành phố Hồ Chí Minh

Nội dung text: Những khám phá mới trong mô hình các yếu tố ảnh hưởng đến hành vi mua rau an toàn của người tiêu dùng đô thị - Trường hợp nghiên cứu tại Thành phố Hồ Chí Minh

1. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 n ăm 2018 NH ỮNG KHÁM PHÁ M ỚI TRONG MÔ HÌNH CÁC YẾU TỐ ẢNH H ƯỞNG ĐẾN HÀNH VI MUA RAU AN TOÀN C ỦA NG ƯỜI TIÊU DÙNG ĐÔ TH Ị - TR ƯỜNG HỢP NGHIÊN C ỨU TẠI THÀNH PH Ố HỒ CHÍ MINH NEW FINDINGS IN THE MODEL OF FACTORS THAT INFLUENCE CONSUMER PERCHASING BEHAVIOR OF SAFE VEGETABLES – A CASE STUDY OF HOCHIMINH CITY ThS. Nguy ễn Th ị Di ệu Linh, Tạ Th ị Yến Nhi Tr ường Đại h ọc M ở Tp. HCM Tóm t ắt Nghiên c ứu được th ực hi ện v ới m ục đích xác định nh ững y ếu t ố ảnh h ưởng đến ý định mua và t ừ đó tác động đến hành vi mua rau an toàn (RAT) của ng ười tiêu dùng (NTD) tại Tp. H ồ Chí Minh. Ph ươ ng pháp phân tích định l ượng được s ử dụng để xây d ựng và ki ểm định mô hình nghiên c ứu các y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi mua đối v ới RAT và khái quát lên đối v ới các th ực ph ẩm an toàn ảnh h ưởng s ức kh ỏe con ng ười. Kết qu ả nghiên c ứu kh ẳng định r ằng “giá c ả” không ph ải là y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi mua RAT, trong khi đó, yếu tố “s ự hi ểu bi ết v ề sản ph ẩm” và “s ự quan tâm đến s ức kh ỏe” lại có ảnh h ưởng m ạnh m ẽ đến hành vi mua RAT của NTD t ại Tp. Hồ Chí Minh. Nh ận định c ủa NTD v ề các kênh truy ền thông đã được phân chia rõ là “truy ền thông online” và “truy ền thông offline”. K ết qu ả này là c ơ s ở quan tr ọng để xây d ựng mô hình các y ếu t ố ảnh hưởng đến hành vi mua RAT trong các nghiên c ứu định l ượng ti ếp theo. Từ khóa: hành vi mua, ý định mua, rau an toàn, th ực ph ẩm an toàn Abstract The research was conducted to determine the factors that influence consumer purchasing intention of safe vegetables and thereby influence comsumer purchasing behavior in HCMC. Quantitative methods were used to develop and test a model of factors that influence buying behavior for safe vegetables and generalized for safe food effects on human health. The research confirmed that "price" is not a factor influencing the buying behavior of safe vegetables, meanwhile, the "product knowledge" and "health care" factors have a strong influence on consumer behavior of safe vegetable in HCMC. Consumers' perceptions of the communication channels are clearly divided as "online communication" and "offline communication". This result is important for developing the model of factors that influence consumer buying behavior of safe vegetable in subsequent quantitative studies. Keywords: buying behavior, buying intention, safe vegetable, health food 1. Đặt v ấn đề Hi ện nay, vi ệc ch ọn l ựa n ơi để mua được rau an toàn (RAT) là điều mà ng ười tiêu dùng (NTD) th ật s ự quan tâm, nhưng th ực t ế phần đông NTD v ẫn mua rau không rõ ngu ồn g ốc. NTD đã ch ịu tác động t ừ nh ững y ếu t ố nào khi ến cho hành vi mua RAT không đồng nh ất v ới mong mu ốn b ảo v ệ sức kh ỏe c ủa h ọ? Nghiên c ứu này được th ực hi ện nh ằm “Phân tích nh ững y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi mua RAT c ủa NTD t ại thành ph ố Hồ Chí Minh” từ đó lý gi ải cho hành vi mua RAT và đư a ra được các khuy ến ngh ị và gi ải pháp liên quan đến v ấn đề nghiên c ứu. Trong ph ạm vi bài vi ết này, nhóm tác gi ả trình bày k ết qu ả “Mô hình các y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi mua RAT c ủa NTD t ại thành ph ố Hồ Chí Minh”. 2. Cơ s ở lý thuy ết 2.1. Khái ni ệm rau an toàn (RAT) Theo T ổ ch ức Y t ế Th ế gi ới (World Health Organization – WHO), T ổ ch ức Nông l ươ ng và Lươ ng th ực c ủa Liên H ợp Qu ốc (Food and Agriculture Organization of the United Nations – FAO) và Bộ NN&PTNT c ủa Vi ệt Nam thì rau an toàn (RAT) ph ải đảm b ảo các y ếu t ố sau: 496
2. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 năm 2018 - Về hình thái: s ản ph ẩm thu ho ạch đúng th ời điểm, đúng yêu c ầu c ủa t ừng lo ại rau, đúng độ chín kỹ thu ật (hay th ươ ng ph ẩm), không d ập nát, h ư th ối, không l ẫn t ạp, không sâu b ệnh và có bao gói thích h ợp. - Về nội ch ất ph ải đảm b ảo m ức quy định cho phép. - Dư l ượng các lo ại hóa ch ất b ảo v ệ th ực v ật (BVTV) trong s ản ph ẩm rau không v ượt quá gi ới hạn quy định. 2.2. Khái ni ệm v ề hành vi tiêu dùng Hành vi tiêu dùng là nh ững hành vi c ụ th ể của m ột cá nhân khi th ực hi ện các quy ết định mua sắm, s ử dụng và v ứt b ỏ sản ph ẩm hay d ịch v ụ (Kotler, 2000). “Hành vi tiêu dùng là toàn b ộ nh ững ho ạt động liên quan tr ực ti ếp t ới quá trình tìm ki ếm, thu th ập, mua s ắm, s ở hữu, s ử dụng, lo ại b ỏ sản ph ẩm/d ịch v ụ. Nó bao g ồm c ả nh ững quá trình ra quy ết định di ễn ra tr ước, trong và sau các hành động đó” (James F Engel, 1993) . 2.3. Lý thuy ết hành vi Thuy ết hành động h ợp lý (The Theory of Reasoned Action) được ra đời bởi Fishbein và Ajzen (1975). Lý thuy ết này kh ẳng định r ằng ý định mua c ủa cá nhân ch ịu ảnh h ưởng b ởi hai y ếu t ố đó là thái độ và chu ẩn m ực ch ủ quan. Lý thuy ết hành vi có k ế ho ạch (The Theory of Planned Behavior) là m ột lý thuy ết m ở rộng c ủa lý thuy ết hành vi h ợp lý (Ajzem & Fishbein, 1980) ch ỉ ra ba nhân t ố độc l ập v ề mặt khái ni ệm quy ết định nên ý định. Đó là thái độ đối v ới hành vi, chu ẩn m ực ch ủ quan, nh ận th ức v ề ki ểm soát hành vi. Nhìn chung, thái độ đối v ới hành vi càng tích c ực, chu ẩn m ực ch ủ quan càng ủng h ộ vi ệc th ực hi ện hành vi và nh ận th ức ki ểm soát hành vi càng m ạnh m ẽ. Tuy nhiên t ầm quan tr ọng c ủa m ỗi nhân t ố trong ba nhân t ố nêu trên không hoàn toàn t ươ ng đồng trong nh ững b ối c ảnh nghiên c ứu hành vi khác nhau. Thái độ đối v ới hành vi Chu ẩn Ý ĐỊNH HÀNH VI mực ch ủ HÀNH VI quan Nh ận th ức về ki ểm soát hành vi Hình1: Mô hình lý thuy ết hành vi có k ế ho ạch Ngu ồn: Ajzen (1991) Trong bài nghiên c ứu này, tác gi ả sẽ dựa trên lý thuy ết hành vi có k ế ho ạch để làm c ơ s ở lý lu ận và ki ểm định mô hình c ủa lý thuy ết này t ại môi tr ường Vi ệt Nam, c ụ th ể là t ại Tp. Hồ Chí Minh. Thêm vào đó, tác gi ả sẽ đư a thêm m ột s ố nhân t ố khác phù h ợp để ki ểm định và gi ải thích cho hành vi mua RAT t ại Tp. Hồ Chí Minh. 497
3. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 n ăm 2018 3. Lịch s ử nghiên c ứu tr ước có liên quan 3.1. Nghiên c ứu các nhân t ố ảnh h ưởng đến ý định mua th ực ph ẩm an toàn c ủa c ư dân đô th ị - lấy ví d ụ tại Hà N ội Nghiên c ứu được th ực hi ện trên qui mô m ẫu là 300 NTD ở Hà N ội b ằng ph ươ ng pháp định tính và định l ượng. Mô hình nghiên c ứu bao g ồm 08 bi ến độc l ập là s ự quan tâm đến s ức kh ỏe, nh ận th ức v ề ch ất l ượng, s ự quan tâm đến môi tr ường, chu ẩn m ực ch ủ quan, nh ận th ức v ề sự sẵn có, nh ận th ức v ề giá bán, nhóm tham kh ảo và truy ền thông đại chúng; cùng 01 bi ến ph ụ thu ộc là ý định mua th ực ph ẩm an toàn và 04 bi ến ki ểm soát là tu ổi, gi ới tính, thu nh ập, trình độ học v ấn. K ết qu ả nghiên c ứu đã ch ỉ ra, NTD càng quan tâm t ới s ức kh ỏe thì càng có ý định mua th ực ph ẩm an toàn; nhận th ức th ực ph ẩm an toàn ch ất l ượng cao, chu ẩn m ực ch ủ quan, nh ận th ức v ề giá tr ị th ực ph ẩm an toàn cao, vi ệc tham kh ảo v ề mặt thông tin, truy ền thông đại chúng có tác động thu ận chi ều đến ý định mua th ực ph ẩm an toàn. Trong đó, chu ẩn m ực ch ủ quan có tác động đến ý định mua th ực ph ẩm an toàn l ớn nh ất, ti ếp theo là s ự quan tâm đến s ức kh ỏe và truy ền thông đại chúng có động nh ỏ nh ất. Đây là m ột nghiên c ứu có giá tr ị tuy nhiên v ẫn còn h ạn ch ế vì ch ỉ nghiên c ứu được ảnh h ưởng c ủa m ột s ố nhân t ố tới ý định mua, ph ạm vi nghiên c ứu t ại Hà N ội ch ưa th ể suy r ộng ra cho các đô th ị tại Vi ệt Nam nh ư m ục tiêu c ủa đề tài. 3.2. Phân tích các y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi tiêu dùng RAT t ại thành ph ố Cần Th ơ Nghiên c ứu được ti ến hành d ựa trên ph ỏng v ấn tr ực ti ếp 100 NTD ở Tp. C ần Th ơ. K ết qu ả ch ỉ ra 03 yếu t ố ảnh h ưởng đến vi ệc tiêu dùng RAT, đó là kho ảng cách mua hàng, lòng tin c ủa NTD và tính s ẵn có c ủa RAT. Để phát tri ển RAT t ại Tp. Cần Th ơ, các gi ải pháp được đề xu ất là phát tri ển thêm điểm bán hàng, đa d ạng hóa h ệ th ống phân ph ối nh ằm t ạo s ự thu ận ti ện h ơn cho NTD trong vi ệc mua hàng, các nhà phân ph ối và các nhà s ản xu ất nên k ết h ợp xây d ựng th ươ ng hi ệu làm t ăng lòng tin cho NTD và t ổ ch ức l ại s ản xu ất theo hình th ức nhóm h ợp tác, câu l ạc b ộ ho ặc h ợp tác xã. 4. Mô hình nghiên c ứu, các gi ả thuy ết và thang đo Dựa trên lý thuy ết hành vi có k ế ho ạch Ajzen (1991) để làm c ơ s ở lý lu ận và mô hình trong lu ận v ăn “Nghiên c ứu các nhân t ố ảnh h ưởng đến ý định mua th ực ph ẩm an toàn c ủa c ư dân đô th ị - lấy ví d ụ tại Tp. Hà N ội” c ủa TS. Lê Thùy H ươ ng (2014); Phân tích các y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi tiêu dùng RAT t ại Tp. Cần Th ơ (Thu ận, N.V. & Danh, V.T. (2011)) nhóm nghiên c ứu đư a ra mô hình; gi ả thuy ết và thang đo cho bài nghiên c ứu. 4.1. Mô hình nghiên c ứu Sự ti ện l ợi Truy ền thông đại chúng Ý ĐỊNH Sự quan tâm đến s ức kh ỏe HÀNH VI MUA MUA RAT RAT Hi ểu bi ết v ề sản ph ẩm Giá c ả cảm nh ận Ch ất l ượng cảm nh ận Bi ến ki ểm soát Khu v ực, tuổi, gi ới tính, ngh ề nghi ệp,tình tr ạng hôn nhân, thành viên trong gia đình, trình độ học v ấn, thu nh ập. Hình 2: Mô hình nghiên c ứu c ủa đề tài 498
4. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 năm 2018 4.2. Gi ả thuy ết nghiên c ứu Sự ti ện l ợi đư a đến tay NTD các s ản ph ẩm mà h ọ có nhu c ầu ở địa điểm, th ời gian c ần thi ết cũng nh ư đúng ch ủng lo ại mong mu ốn (Anssi Tarkiainen và c ộng s ự, 2005), (Kim Quyên, 2006). H1.1: Sự ti ện l ợi tươ ng quan thu ận chi ều v ới hành vi mua RAT c ủa NTD. Theo Schultz và Lauterborul (1993) truy ền thông đại chúng là b ất k ỳ cơ h ội nào cho ng ười đọc, ng ười xem, ng ười nghe có th ể nghe ho ặc nhìn th ấy m ột thông điệp trên các ph ươ ng ti ện truy ền thông. DeFleur, Melvin và Everett Dennis (1998) kh ẳng định nh ững thông điệp dù nh ỏ được truy ền t ới ng ười nh ận s ẽ tích l ũy l ại, từ đó thay đổi nh ận th ức và hành động c ủa h ọ. H1.2: Truy ền thông đại chúng t ươ ng quan thu ận chi ều t ới hành vi mua RAT c ủa NTD. Con ng ười sẵn sàng làm nh ững vi ệc để duy trì s ức kh ỏe t ốt, nâng cao s ức kh ỏe và ch ất l ượng cu ộc s ống. (Kraft và Goodell, 1993). Sức khỏe là m ột y ếu t ố quan tr ọng trong quá trình thông qua quy ết định mua (Magnusson và c ộng s ự 2001). H1.3: S ự quan tâm đến s ức kh ỏe t ươ ng quan thu ận chi ều t ới hành vi mua RAT c ủa NTD. Theo Beatty & Smith (1987) hi ểu bi ết v ề sản ph ẩm là nh ận th ức c ủa NTD v ề một s ản ph ẩm nào đó. M ức độ hi ểu bi ết v ề sản ph ẩm có ảnh h ưởng đến xu h ướng tiêu dùng. Vì v ậy, h ọ gần v ới d ự tính mua s ắm h ơn là nh ững NTD đang trong giai đoạn tìm hi ểu (Peter & Olson, 1996). H1.4: Sự hi ểu bi ết v ề sản ph ẩm t ươ ng quan thu ận chi ều v ới hành vi mua RAT c ủa NTD. NTD th ường có nh ận th ức là giá RAT cao h ơn giá rau th ường (Magnusson và c ộng s ự, 2001). Giá RAT đóng vai trò chính trong vi ệc phát sinh ý định mua và hành vi mua c ủa NTD. Thông th ường giá là y ếu t ố cản tr ở vi ệc mua, vì giá RAT th ường cao h ơn giá rau th ường (Boccaletti và Nardella, 2000; Magnusson, 2001; Fotopoulos và Krytallis, 2002; Zanoli và Naspetti, 2002; Padel, 2005; Hughner, 2007). H1.5: C ảm nh ận v ề giá bán RAT là cao t ươ ng quan thu ận chi ều v ới hành vi mua RAT c ủa NTD. Khái ni ệm nh ận th ức v ề ch ất l ượng RAT là hi ểu bi ết v ề ni ềm tin c ủa NTD v ề ph ẩm ch ất t ốt c ủa rau b ằng nh ững bi ểu hi ện nh ư hình dáng, màu s ắc, kích c ỡ, giá, th ươ ng hi ệu, ngu ồn g ốc, địa điểm bán hàng, (Olson, 1997). H1.6: Ch ất l ượng c ảm nh ận v ề RAT là t ươ ng quan thu ận chi ều v ới hành vi mua RAT c ủa NTD . Ý định mua RAT là kh ả năng và ý chí c ủa cá nhân trong vi ệc dành s ự ưa thích c ủa mình cho RAT h ơn là rau th ường khi cân nh ắc mua s ắm (NiK Abdul Rashid, 2009). H2: Ý định mua t ươ ng quan thu ận chi ều v ới hành vi mua RAT c ủa NTD. 4.3. Thang đo trong nghiên c ứu 4.3.1. Bi ến ph ụ thu ộc – Hành vi mua RAT Hành vi mua RAT là hành vi c ụ th ể của cá nhân khi th ực hi ện các quy ết định mua s ắm, s ử dụng và v ứt b ỏ sản ph ẩm (Kotler, 2000). Hành vi mua được đánh giá b ởi các bi ến: Tôi ch ỉ mua RAT khi bi ết ngu ồn g ốc (HV1); Tôi ch ỉ mua RAT khi rau có gi ấy ch ứng nh ận an toàn (HV2); Tôi ch ỉ mua RAT khi thu ận ti ện (HV3); Tôi dành nhi ều th ời gian để lựa rau (HV4); Tôi ch ỉ mua RAT ở ch ổ quen (HV5); Tôi s ẵn sàng đi xa để mua RAT (HV6) 4.3.2. Bi ến độc l ập – Các y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi mua RAT (1) Ý định mua Thang đo ý định mua RAT được trích t ừ nghiên c ứu c ủa Susan L. Holak và Donald R. Lehmann (1990). Gồm các bi ến Tôi ý th ức được t ầm quan tr ọng c ủa RAT (YD1); Tôi s ẽ ch ủ động tìm ki ếm RAT (YD2); Tôi có nhu c ầu mua RAT (YD3); Tôi ch ủ động tìm mua RAT (YD4); Tôi đủ điều 499
5. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 n ăm 2018 ki ện kinh t ế để mua RAT (YD5); Ý định mua RAT c ủa tôi r ất m ạnh m ẽ (YD6); Tôi mua RAT trong th ời gian t ới (YD7). (2) Sự tiện l ợi Thang đo sự ti ện l ợi được trích t ừ nghiên c ứu c ủa Anssi Tarkiainen và c ộng s ự (2005), Kim Quyên (2006). Gồm các bi ến: Tôi bi ết nhi ều n ơi bán RAT (TL1); Tôi ch ỉ mua RAT khi gần khu v ực tôi ở (TL2); Tôi ch ỉ mua RAT n ếu ti ện đường tôi đang đi ( đi làm, đón con, đi th ể dục, ) (TL3); Tôi không mu ốn t ốn nhi ều th ời gian để mua rau (TL4) . (3) Truy ền thông đại chúng Thang đo truy ền thông đại chúng trích t ừ nghiên c ứu của Wray Ricardo J. Wray (2005). Gồm các bi ến: Tôi nhìn th ấy bi ển qu ảng cáo gi ới thi ệu v ề RAT (TT1); Tôi nhìn th ấy thông tin v ề RAT trên báo hay t ạp chí (TT2); Tôi nhìn th ấy thông tin v ề RAT trên ti vi (TT3); Tôi nhìn th ấy thông tin v ề RAT trên m ạng xã h ội (TT4); Tôi nhìn th ấy thông tin v ề RAT trên các di ễn đàn v ề RAT (TT5); Tôi nhìn th ấy thông tin v ề RAT trên trang báo điện t ử (TT6); Tôi nhìn th ấy thông tin v ề RAT trên trang web c ủa các c ửa hàng bán RAT (TT7); Tôi nghe th ấy thông tin v ề RAT trên Radio (TT8) . (4) S ự quan tâm đến s ức kh ỏe Thang đo S ự quan tâm đến s ức kh ỏe được trích t ừ nghiên c ứu c ủa Oude Ophuis (1989), gồm các bi ến: Tôi ngh ĩ là mình r ất quan tâm đến s ức kh ỏe (SK1); Tôi c ố gắng ăn u ống lành m ạnh t ối đa có th ể (SK2); Tôi ngh ĩ s ức kh ỏe r ất quan tr ọng cho cu ộc s ống (SK3); Tôi ngh ĩ c ần ph ải bi ết cách ăn uống lành m ạnh (SK4); Tôi luôn cân nh ắc xem m ột th ứ nào đó có lành m ạnh cho b ản thân không (SK5) . (5) Hi ểu bi ết v ề RAT Thang đo s ự hi ểu bi ết được trích t ừ Peter & Olson (1996), gồm các bi ến: Tôi bi ết nhi ều v ề RAT (HB1); Tôi r ất am hi ểu v ề RAT (HB2); Ki ến th ức c ủa tôi v ề RAT đủ để tôi đư a ra nh ững l ời khuyên cho ng ười khác (HB3); Nh ững ng ười khác th ường tham kh ảo ý ki ến c ủa tôi v ề RAT (HB4); Tôi c ảm th ấy r ất t ự tin khi mua RAT (HB5). (6) Giá c ả cảm nh ận Thang đo giá c ả cảm nh ận được trích t ừ nghiên c ứu c ủa Victoria Kulikovski và Manjola Agolli (2010). Gồm các bi ến: Giá RAT là cao so v ới thu nh ập c ủa tôi (GC1); Giá c ủa RAT trong siêu th ị/ cửa hàng cao h ơn ch ợ (GC2); Giá c ủa RAT t ươ ng x ứng v ới ch ất l ượng (GC3); Tôi không ng ại tr ả thêm ti ền cho RAT (GC4); Giá c ả là y ếu t ố tôi luôn cân nh ắc khi mua m ột món đồ (GC5) . (7) Ch ất l ượng c ảm nh ận Thang đo ch ất l ượng c ảm nh ận trích t ừ nghiên c ứu c ủa NiK Abdul Rashid (2009). Gồm các bi ến Tôi tin RAT có ch ất l ượng cao h ơn rau th ường (CL1); Tôi tin RAT tránh được r ủi ro v ề sức kh ỏe (CL2); Tôi th ấy RAT luôn t ươ i, ngon (CL3); Tôi th ấy nhân viên trong c ửa hàng/siêu th ị chuyên nghi ệp (CL4) 5. Ph ươ ng pháp nghiên c ứu Đối t ượng - Ph ạm vi nghiên c ứu Người đi ch ợ trên địa bàn TP.HCM tr ực ti ếp mua và s ử dụng các lo ại rau cho gia đình. Các qu ận trung tâm Tp. Hồ Chí Minh: qu ận 1, 3, 5, 10, Bình Th ạnh và Phú Nhu ận Với s ự khác bi ệt gi ữa gi ới th ực v ật và gi ới n ấm, nhóm nghiên c ứu xác định rau trong đề tài nghiên c ứu không bao g ồm n ấm. Nghiên c ứu định tính: th ực hi ện ph ỏng v ấn sâu 18 ng ười nh ằm phát hi ện nh ững yếu tố ảnh hưởng đến ý định mua và hành vi mua RAT c ủa NTD và đề xu ất mô hình nghiên c ứu bao g ồm 06 yếu 500
6. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 năm 2018 tố (s ự quan tâm đến s ức kh ỏe, giá c ả cảm nh ận, ch ất l ượng c ảm nh ận, s ự ti ện l ợi, s ự hi ểu bi ết v ề RAT, truy ền thông đại chúng) tác động đến ý định mua và hành vi mua RAT. Nghiên c ứu định l ượng : th ực hi ện kh ảo sát bằng b ảng h ỏi, ph ươ ng pháp l ấy m ẫu phi xác xu ất, kích c ỡ mẫu là 331 (phát ra 331 b ảng h ỏi, thu v ề 300 b ảng h ỏi, 276 b ảng h ợp l ệ). Ph ần m ềm SPSS 20 được s ử dụng để phân tích k ết qu ả kh ảo sát. Các ph ươ ng pháp th ống kê mô t ả, ki ểm định độ tin c ậy và giá tr ị của thang đo b ằng h ệ số tin c ậy Cronbach’s Alpha, phân tích nhân t ố khám phá (EFA) được s ử dụng trong nghiên c ứu. 6. Kết qu ả và th ảo lu ận 6.1. Th ống kê mô t ả theo bi ến ki ểm soát Mô hình nghiên c ứu bao g ồm 08 bi ến quan sát: khu v ực, gi ới tính, tu ổi, ngh ề nghi ệp, tình tr ạng hôn nhân, thành viên trong gia đình, thu nh ập, trình độ học v ấn. Theo khu v ực Dựa vào m ật độ dân s ố (dân s ố TP.HCM, theo t ổng c ục th ống kê TP.HCM, 2015) ở từng qu ận để chia t ỷ lệ mẫu theo khu v ực. K ết qu ả th ống kê m ẫu nh ư sau Bình Th ạnh là 99 m ẫu (t ỷ lệ 35,9%), Phú Nhu ận là 43 m ẫu (15,6%); qu ận 1 là 29 m ẫu (10.5%); qu ận 10 là 39 m ẫu (14.1%); qu ận 3 là 42 mẫu (15.2%); qu ận 5 là 24 m ẫu (8.7%) Theo gi ới tính Do kết qu ả nghiên c ứu định tính và các nghiên c ứu tr ước ch ỉ ra r ằng ph ụ nữ mua th ực ph ẩm nhi ều h ơn nam gi ới. Nên m ẫu được l ấy 100% là n ữ gi ới. Theo tu ổi Cơ c ấu tu ổi c ủa m ẫu cho th ấy nh ững ng ười trong độ tu ổi 25 – 35 là nhi ều nh ất v ới 126 ng ười chi ếm 45.7%. Nh ững ng ười trong độ tu ổi trên 35 – 45 có 85 ng ười chi ếm t ỷ lệ 30.8%. Nhóm ng ười trong độ tu ổi trên 45 – 55 là 61 ng ười chi ếm t ỷ lệ 22.1%. M ẫu có 4 ng ười trong độ tu ổi trên 55. Nhóm tu ổi t ừ 25 – 45 chi ếm t ỷ lệ cao trong m ẫu, có th ể gi ải thích là do đây là nhóm tu ổi ch ịu trách nhi ệm mua th ực ph ẩm chính trong gia đình. Theo ngh ề nghi ệp Số ng ười ch ỉ làm n ội tr ợ chi ếm t ỷ lệ cao nh ất trong m ẫu, có 96 ng ười, chi ếm t ỷ lệ 34.8%. Ti ếp theo là nhân viên v ăn phòng chi ếm 33.3% v ới 92 ng ười. Nhóm ng ười kinh doanh t ự do c ũng khá cao có 72 ng ười chi ếm t ỷ lệ 26.1%. Còn l ại là nh ững ngh ề nghi ệp khác chi ếm 5.8%. Theo tình tr ạng hôn nhân Về tình tr ạng hôn nhân, k ết hôn chi ếm t ỷ lệ cao nh ất 76.1% v ới 210 ng ười. Còn l ại là độc thân và đơ n thân v ới t ỷ lệ lần l ượt là 22.8% và 1.1%. Do s ố ng ười trong tu ổi kết hôn c ủa m ẫu l ớn nên s ố ng ười đã k ết hôn chi ếm t ỷ lệ cao. Theo s ố thành viên trong gia đình Nhóm ng ười gia đình có thành viên t ừ 3 – 5 ng ười chi ếm t ỷ lệ cao nh ất (73.2%) v ới 202 ng ười. Ch ỉ có 27 ng ười có gia đình d ưới 3 thành viên, chi ếm 9.8% và 47 ng ười có gia đình trên 5 thành viên, chi ếm 17%. Điều này có th ể do t ỷ lệ mẫu đã k ết hôn cao nh ưng nh ững gia đình ở TP.HCM đa s ố là gia đình 2 th ế hệ nên s ố thành viên trong gia đình không nhi ều Theo thu nh ập Về thu nh ập, nhóm ng ười có thu nh ập t ừ 5 – 10 tri ệu đồng/tháng chi ếm t ỷ lệ th ấp (12%) v ới 33 ng ười. Nhóm thu nh ập trên 10 – 15 tri ệu đồng/tháng có 81 ng ười chi ếm t ỷ lệ cao v ới 29.3%. Nh ững ng ười có thu nh ập trên 15 – 20 tri ệu/tháng có t ỷ lệ cao nh ất 30.1% v ới 83 ng ười. Trong m ẫu, nhóm ng ười thu nh ập trên 20 tri ệu/tháng chi ếm t ỷ lệ khá cao 28.6% có 79 ng ười. Nh ư v ậy, m ẫu điều tra có 501
7. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 n ăm 2018 thu nh ập cao. Lý do c ủa vi ệc m ẫu có thu nh ập cao là m ẫu là nh ững ng ười có trình độ học v ấn t ươ ng đối cao, đều có công vi ệc ổn định và đa s ố mẫu được ch ọn n ơi có m ức s ống cao. Theo trình độ học v ấn Có 21 ng ười ch ưa h ọc xong b ậc THCS chi ếm t ỷ lệ 7.6%. S ố ng ười ch ưa t ốt nghi ệp THPT là 33 ng ười, chi ếm t ỷ lệ 12%. Nhóm ng ười đã t ốt nghi ệp đại h ọc/cao đẳng chi ếm t ỷ lệ cao nh ất (43.8%) v ới 121 ng ười. Ti ếp theo là nhóm đã t ốt nghi ệp THPT v ới 85 ng ười, chi ếm t ỷ lệ 30.8%. Trình độ sau đại học có 14 ng ười, chi ếm 5.1%. Ch ỉ có 2 trong s ố nh ững ng ười được h ỏi đã t ốt nghi ệp tr ường ngh ề, chi ếm t ỷ lệ 0.7%. Không có ai không đi h ọc ho ặc ch ưa xong b ậc ti ểu h ọc. Trình độ học v ấn c ủa m ẫu tươ ng đối cao là do nghiên c ứu th ực hi ện khu t ại trung tâm n ội thành TP.HCM là n ơi t ập trung dân tri th ức cao h ơn nh ững n ơi khác. 6.2. Th ống kê mô t ả mẫu theo bi ến ph ụ thu ộc Kết qu ả th ống kê mô t ả các giá tr ị nh ỏ nh ất và l ớn nh ất c ủa các bi ến quan sát theo s ự đánh giá của ng ười tiêu dùng có s ự khác bi ệt khá l ớn (kho ảng bi ến thiên l ớn). Giá tr ị trung bình c ủa thang đo trong “Ý định mua RAT” c ũng có s ự chênh l ệch l ớn (nh ỏ nh ất 3.26, l ớn nh ất 4.18). T ươ ng t ự với “Hành vi mua RAT” có giá tr ị trung bình nh ỏ nh ất là 2.57 và giá tr ị trung bình l ớn nh ất là 4.32. Độ lệch chu ẩn c ủa các bi ến ph ụ thu ộc cao, t ất c ả các bi ến quan sát đều có độ lệch chu ẩn l ớn h ơn 0.5. D ữ li ệu c ủa bi ến ph ụ thu ộc c ũng có độ phân tán l ớn. Bảng 1: Th ống kê mô t ả mẫu theo bi ến ph ụ thu ộc Mẫu Kho ảng Nh ỏ Lớn Trung Trung Độ lệch bi ến thiên nh ất nh ất bình vị chu ẩn YD1 276 4 1 5 4.18 4 0.681 YD2 276 3 2 5 2.96 3 1.105 YD3 276 4 1 5 4.02 4 0.818 YD4 276 4 1 5 3.26 3 1.192 YD5 276 4 1 5 3.99 4 0.890 YD6 276 4 1 5 3.53 4 1.007 YD7 276 3 2 5 4.06 4 0.746 HV1 276 3 2 5 4.32 4 0.703 HV2 276 4 1 5 4.05 4 0.875 HV3 276 1 4 5 4.25 4 0.434 HV4 276 4 1 5 3.77 4 0.751 HV5 276 2 3 5 4.36 4 0.503 HV6 276 3 2 5 2.64 2 0.803 6.3. Ki ểm định độ tin c ậy c ủa thang đo Sử dụng ph ươ ng pháp h ệ số tin c ậy Cronbach’s Alpha tr ước khi phân tích nhân t ố EFA để lo ại các bi ến không phù h ợp vì các bi ến rác này có th ể tạo ra các y ếu t ố gi ả (Nguy ễn Đình Th ọ và Nguy ễn Th ị Mai Trang). Trong nghiên c ứu này, nhóm nghiên c ứu s ẽ gi ữ lại các thang đo có h ệ số Cronbach’s Alpha ≥ 0.6 và có h ệ số tươ ng quan bi ến t ổng ≥ 0.4. K ết qu ả ki ểm định độ tin c ậy c ủa thang đo nh ư sau: Sự quan tâm đến s ức kh ỏe Cronbach’s Alpha cho s ự quan tâm đến s ức kh ỏe là 0.844. Các bi ến quan sát SK1, SK2, SK3, SK4, SK5 đều có h ệ số tươ ng quan bi ến t ổng ≥ 0.4. H ệ số Cronbach’s Alpha n ếu lo ại bi ến đều nh ỏ hơn h ệ số Cronbach’s Alpha c ủa bi ến t ổng. Đây là thang đo t ốt, có t ươ ng quan ch ặt ch ẽ để đo l ường s ự quan tâm đến s ức kh ỏe c ủa ng ười tiêu dùng. Yếu t ố giá c ả Cronbach’s Alpha cho y ếu t ố giá c ả là -0.34. Đây là thang đo có độ tin c ậy th ấp, có th ể giá c ả không ph ải là y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi mua RAT c ủa NTD. Do đó, yếu t ố giá c ả bị lo ại ra kh ỏi mô hình nghiên c ứu. 502
8. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 năm 2018 Ch ất l ượng c ảm nh ận Cronbach’s Alpha cho ch ất l ượng c ảm nh ận là 0.724. Các bi ến quan sát CL1, CL2, CL3, CL4 đều có h ệ số tươ ng quan bi ến t ổng ≥ 0.4. H ệ số Cronbach’s Alpha n ếu lo ại bi ến đều nh ỏ hơn h ệ số Cronbach’s Alpha c ủa bi ến t ổng. Đây là thang đo t ốt, có t ươ ng quan ch ặt ch ẽ với nhau để đo l ường ch ất l ượng c ảm nh ận c ủa NTD. Sự thu ận ti ện Cronbach’s Alpha cho s ự thu ận ti ện là 0.783. Các bi ến quan sát TL1, TL2, TL3, TL4 đều có h ệ số tươ ng quan bi ến t ổng ≥ 0.4. H ệ số Cronbach’s Alpha n ếu lo ại bi ến đều nh ỏ hơn h ệ số Cronbach’s Alpha c ủa bi ến t ổng. Đây là thang đo t ốt, có t ươ ng quan ch ặt ch ẽ với nhau để đo l ường ảnh h ưởng c ủa sự thu ận ti ện v ới NTD. Hi ểu bi ết v ề RAT Cronbach’s Alpha cho hi ểu bi ết v ề RAT là 0.947. Các bi ến quan sát HB1, HB2, HB3, HB4, HB5 đều có h ệ số tươ ng quan bi ến t ổng ≥ 0.4. H ệ số Cronbach’s Alpha n ếu lo ại bi ến đều nh ỏ hơn h ệ số Cronbach’s Alpha c ủa bi ến t ổng. Đây là thang đo t ốt, có t ươ ng quan ch ặt ch ẽ với nhau để đo l ường sự hi ểu bi ết v ề RAT c ủa NTD. Truy ền thông đại chúng Cronbach’s Alpha cho truy ền thông đại chúng là 0.73. Các bi ến quan sát TT1, TT2, TT5, TT6, TT7 đều có h ệ số tươ ng quan bi ến t ổng ≥ 0.4. H ệ số Cronbach’s Alpha n ếu lo ại bi ến đều nh ỏ hơn h ệ số Cronbach’s Alpha c ủa bi ến t ổng. Các bi ến quan sát TT3, TT4, TT8 có h ệ số tươ ng quan bi ến – tổng 1, phân tích nhân t ố đã trích được 6 nhân t ố từ 25 bi ến quan sát và ph ươ ng sai trích là 66.329% đạt yêu c ầu. Dựa trên k ết qu ả phân tích nhân t ố lần th ứ nh ất c ủa b ảng Rotated Component Matrixa bi ến: TT2 (Tôi nhìn th ấy thông tin v ề RAT trên báo hay t ạp chí) bị lo ại do giá tr ị Factor loading không t ải lên b ất kì nhân t ố nào đạt m ức 0.5. 503
9. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 n ăm 2018 Kết qu ả phân tích EFA l ần 2 Ki ểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân t ố cho th ấy gi ữa các bi ến trong t ổng th ể có mối liên quan v ới nhau (Sig. = 0.000) và h ệ số KMO = 0.861 ch ứng t ỏ phân tích nhân t ố để nhóm các bi ến l ại v ới nhau là phù hợp. Ph ươ ng pháp rút trích Principal Components v ới phép xoay nguyên góc Varimax và điểm d ừng khi trích các nhân t ố có Eigenvalue > 1, phân tích nhân t ố đã trích được 6 nhân t ố từ 24 bi ến quan sát và ph ươ ng sai trích là 67.955% đạt yêu c ầu. Tổng ph ươ ng sai trích b ằng 67.955% cho bi ết các nhân t ố này gi ải thích được 67.955 % bi ến thiên c ủa d ữ li ệu. Bảng 2: Kết qu ả phân tích nhân t ố khám phá EFA bi ến độc l ập Nhân t ố 1 2 3 4 5 6 HB3 0.897 HB4 0.884 HB1 0.881 HB5 0.840 HB2 0.831 SK1 0.829 SK3 0.813 SK2 0.797 SK5 0.719 SK4 0.705 TL4 0.818 TL3 0.811 TL2 0.768 TL1 0.589 CL1 0.791 CL2 0.774 CL3 0.667 CL4 0.603 TT4 0.831 TT6 0.708 TT5 0.656 TT8 0.712 TT1 0.593 TT7 0.515 Kết qu ả phân tích EFA cho sự hi ểu bi ết v ề RAT cho th ấy c ả 05 tiêu chí đo l ường s ự hi ểu bi ết v ề RAT được t ải vào m ột nhân t ố. T ất c ả các h ệ số tải đều t ừ 0.831 tr ở lên đạt tiêu chu ẩn đề ra, cho th ấy các bi ến quan sát có quan h ệ ý ngh ĩa v ới s ự hi ểu bi ết v ề RAT. Nhân t ố th ứ nh ất g ồm các bi ến quan sát HB1, HB2, HB3, HB4, HB5 có h ệ số tải v ề nhân t ố từ 0.831 đến 0.897. Nhân t ố th ứ nh ất được mã hóa là HB. Kết qu ả phân tích EFA cho s ự quan tâm đến s ức kh ỏe cho th ấy c ả 05 tiêu chí đo l ường s ự quan tâm đến s ức kh ỏe được t ải vào m ột nhân t ố. T ất c ả các h ệ số tải đều t ừ 0.705 tr ở lên đạt tiêu chu ẩn đề ra, cho th ấy các bi ến quan sát có quan h ệ ý ngh ĩa v ới s ự quan tâm đến s ức kh ỏe. Nhân t ố th ứ hai g ồm các bi ến quan sát SK1, SK2, SK3, SK4, SK5 có h ệ số tải v ề nhân t ố từ 0.705 đến 0.829. Nhân t ố th ứ hai được mã hóa là SK. Kết qu ả phân tích EFA cho s ự ti ện l ợi cho th ấy c ả 4 tiêu chí đo l ường s ự ti ện l ợi được t ải vào một nhân t ố. T ất c ả các h ệ số tải đều t ừ 0.589 tr ở lên đạt tiêu chu ẩn đề ra, cho th ấy các bi ến quan sát có 504
10. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 năm 2018 quan h ệ ý ngh ĩa v ới s ự ti ện l ợi. Nhân t ố th ứ ba g ồm các bi ến quan sát TL1, TL2, TL3, TL4 có h ệ số tải về nhân t ố từ 0.589 đến 0.818. Nhân t ố th ứ ba được mã hóa là TL. Kết qu ả phân tích EFA cho ch ất l ượng c ảm nh ận cho th ấy c ả 4 tiêu chí đo l ường ch ất l ượng c ảm nh ận được t ải vào m ột nhân t ố. T ất c ả các h ệ số tải đều t ừ 0.603 tr ở lên đạt tiêu chu ẩn đề ra, cho th ấy các bi ến quan sát có quan h ệ ý ngh ĩa v ới ch ất l ượng c ảm nh ận. Nhân t ố th ứ tư g ồm các bi ến quan sát CL1, CL2, CL3, CL4 có h ệ số tải v ề nhân t ố từ 0.603 đến 0.791. Nhân t ố th ứ tư được mã hóa là CL. Kết qu ả phân tích EFA cho truy ền thông đại chúng có th ể chia ra thành 2 nhân t ố mới và đặt tên cho các nhân t ố mới nh ư sau: - Nhân t ố có các bi ến quan sát TT4, TT5, TT6 có h ệ số tải v ề nhân t ố từ 0.656 đến 0.831, bi ểu hi ện s ự truy ền thông đại chúng thiên v ề hình th ức/ph ươ ng ti ện online nên đặt tên là truy ền thông online . Nhân t ố này được mã hóa là TTon. - Nhân t ố có các bi ến quan sát TT1, TT7, TT8 có h ệ số tải về nhân t ố từ 0.515 đến 0.712, bi ểu hi ện s ự truy ền thông đại chúng thiên v ề hình th ức/ph ươ ng ti ện offline nên đặt tên là truy ền thông offline . Nhân t ố này được mã hóa là TToff. 6.5. Ki ểm định giá tr ị thang đo ý định mua RAT và hành vi mua c ủa NTD Ki ểm định KMO và Barlett’s trong phân tích nhân t ố cho th ấy gi ữa các bi ến trong t ổng th ể có mối liên quan v ới nhau (Sig. = 0.000) và h ệ số KMO = 0.855 ch ứng t ỏ phân tích nhân t ố để nhóm các bi ến l ại v ới nhau là phù h ợp. Ph ươ ng pháp rút trích Principal Components v ới phép xoay nguyên góc Varimax và điểm d ừng khi trích các nhân t ố có Eigenvalue > 1, phân tích nhân t ố đã trích được 6 nhân t ố từ 24 bi ến quan sát và ph ươ ng sai trích là 55.494% đạt yêu c ầu. Tổng ph ươ ng sai trích b ằng 55.494% cho bi ết 2 nhân t ố này gi ải thích được 55.494% bi ến thiên của d ữ li ệu. Bảng 3: Bảng k ết qu ả phân tích nhân t ố khám phá EFA bi ến ph ụ thu ộc Nhân t ố 1 2 YD4 0.816 YD6 0.814 YD3 0.812 YD7 0.795 YD5 0.726 YD1 0.691 YD2 0.653 HV2 0.762 HV3 0.750 HV5 0.699 HV4 0.693 HV1 0.612 HV6 0.546 Kết qu ả phân tích EFA cho ý định mua RAT cho th ấy c ả 07 tiêu chí đo l ường ý định mua được tải vào m ột nhân t ố. T ất c ả các h ệ số tải đều t ừ 0.653 tr ở lên đạt tiêu chu ẩn đề ra, cho th ấy các bi ến quan sát có quan h ệ ý ngh ĩa v ới ý định mua. Nhân t ố này g ồm các bi ến quan sát YD1, YD2, YD3, YD4, YD5, YD6, YD7 có h ệ số tải v ề nhân t ố từ 0.653 đến 0.816. Nhân t ố này được mã hóa là YD. Kết qu ả phân tích EFA cho hành vi mua cho th ấy c ả 06 tiêu chí đo l ường hành vi mua được t ải vào m ột nhân t ố. T ất c ả các h ệ số tải đều t ừ 0.546 tr ở lên đạt tiêu chu ẩn đề ra, cho th ấy các bi ến quan sát có quan h ệ ý ngh ĩa v ới hành vi mua. Nhân t ố này g ồm các bi ến quan sát HV1, HV2, HV3, HV4, HV5, HV6 có h ệ số tải v ề nhân t ố từ 0.546 đến 0.762. Nhân t ố này được mã hóa là HV 505
11. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 n ăm 2018 Nh ư v ậy sau khi th ực hi ện phân tích nhân t ố EFA, thu được k ết qu ả nh ư sau : Các nhân t ố sự quan tâm đến s ức kh ỏe, ch ất l ượng c ảm nh ận, s ự ti ện l ợi, s ự hi ểu bi ết v ề RAT đều có các bi ến quan sát cùng tải v ề một nhân t ố độc l ập và có giá tr ị Factor loading đạt yêu c ầu (> 0.5). Nhân t ố truy ền thông đại chúng được chia thành hai nhân t ố nh ỏ là truy ền thông online và truy ền thông offline đều có các bi ến quan sát t ải v ề một nhân t ố và có giá tr ị Factor loading đạt yêu c ầu (> 0.5). Tr ừ các bi ến quan sát đã b ị lo ại t ừ ki ểm định Cronbach’s Alpha và bi ến quan sát TT2 b ị lo ại t ừ phân tích nhân t ố EFA l ần 1. Nh ư v ậy các thang đo ch ứa các bi ến quan sát còn l ại đều đảm b ảo yêu c ầu và có th ể sử dụng cho các phân tích ti ếp theo. 7. Kết lu ận Trên c ơ s ở phân tích nhân t ố khám phá EFA, mô hình nghiên c ứu được điều ch ỉnh l ại nh ư sau: Sự quan tâm đến s ức kh ỏe Ch ất l ượng c ảm nh ận HÀNH Sự ti ện l ợi Ý ĐỊNH MUA VI MUA RAU AN RAU AN TOÀN Hi ểu bi ết v ề RAT TOÀN Truy ền thông online Truy ền thông offline Bi ến ki ểm soát Tu ổi, gi ới tính, ngh ề nghi ệp, trình độ học v ấn, thu nh ập Theo đó, các gi ả thi ết được điều ch ỉnh l ại nh ư sau: H1.1: NTD càng quan tâm đến s ức kh ỏe thì càng có ý định mua RAT và mua RAT. H1.2: NTD cảm th ấy ch ất l ượng c ủa RAT càng cao thì càng có ý định mua RAT và mua RAT. H1.3: NTDcàng th ấy ti ện l ợi trong vi ệc mua RAT thì càng có ý định mua RAT và mua RAT. H1.4: NTD càng hi ểu bi ết v ề RAT thì càng có ý định mua RAT và mua RAT. H1.5: Các hình th ức truy ền thông online có tác động thu ận chi ều đến ý định mua RAT và mua RAT của NTD. H1.6: Các hình th ức truy ền thông offline có tác động thu ận chi ều đến ý định mua RAT và mua RAT của NTD. H2: NTD càng có ý định mua RAT thì càng có hành vi mua RAT. H3: Các y ếu t ố nhân kh ẩu h ọc có quan h ệ tuy ến tính v ới hành vi mua RAT c ủa NTD. Kết qu ả từ 06 yếu tố ban đầu thì lo ại đi yếu tố “giá c ả cảm nh ận” vì không ảnh h ưởng đến ý định mua RAT c ủa NTD tại TP.HCM. T ừ 05 yếu tố còn l ại đã gom thành 06 yếu tố với 24 bi ến quan 506
12. Kỷ yếu H ội th ảo qu ốc t ế “Th ươ ng m ại và phân ph ối” l ần 1 năm 2018 sát tác động đến ý định mua RAT c ủa NTD tại TP.HCM. 06 yếu tố đó là “s ự quan tâm đến s ức kh ỏe”, “ch ất l ượng c ảm nh ận”, “s ự ti ện l ợi”, “s ự hi ểu bi ết v ề RAT”, “truy ền thông online” và “truy ền thông offline”. Trong đó, nhân t ố “s ự hi ểu bi ết v ề RAT” có tác động m ạnh nh ất đến ý định mua RAT c ủa NTD TP.HCM. Điều quan tr ọng phát hi ện được trong nghiên c ứu này là y ếu t ố “giá c ả” không ph ải là y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi mua RAT c ủa NTD. Một khi NTD l ựa ch ọn mua RAT thì h ọ là ng ười có hi ểu bi ết và quan tâm đến s ức kh ỏe nên giá c ả không quan tr ọng. Vì th ế mà k ết qu ả nghiên c ứu càng kh ẳng định r ằng y ếu t ố “s ự hi ểu bi ết v ề sản ph ẩm” và “s ự quan tâm đến s ức kh ỏe” có ảnh h ưởng m ạnh m ẽ đến hành vi mua RAT c ủa NTD t ại thành ph ố Hồ Chí Minh. TÀI LI ỆU THAM KH ẢO 1. Hươ ng, L.T. (2014). “Nghiên c ứu các nhân t ố ảnh h ường đế n ý đị nh mua th ực ph ẩm an toàn c ủa c ư dân đô th ị - lấy ví d ụ t ại thành ph ố Hà N ội.” Lu ận án ti ến s ĩ. 2. Sách giáo khoa Sinh H ọc 10. Bài 2, trang 10. (2006). NXB Giáo d ục và đào t ạo. 3. Tr ọng, H & Ng ọc, C.N.M. (2008), Phân tích d ữ li ệu nghiên c ứu v ới SPSS. NXB H ồng Đức.\ 4. Thu ận, N.V. & Danh, V.T. (2011). “Phân tích các y ếu t ố ảnh h ưởng đến hành vi tiêu dùng RAT t ại thành ph ố Cần Th ơ.” Tạp chí khoa h ọc, (17b), 113-119. 5. Ajzen, I. & Fishbein, M. (1975). Belief, attitude, intention and behavior. An introduction to theory and research. 6. Ajzen, I. (1991). “The theory of planned behavior”, Organizational Behavior and Human Decision Processes , Vol.50, 179-211. 7. Anssi, T. & Sanna, S. (2005). “Subjective norms, attitudes and intention of Finish consumers in buying organic food”, British food journal , Vol.107, No.11, 808-822. 8. DeFleur, M. & Everette, D. (1998). “Understand the mass media”, 6 th Ed. Boston. 9. Fotopoulos & Krytallis (2002). “Purchasing motives and profile of Greek organic consumers: a countrywide survey”, British Food Journal , Vol.104, No.9, 730-764. 10. Hughner, Renee Shaw, McDonagh, Pierre Prothero, Andrea, Shultz, Clifford, J., Santon, Julie (2007). “Who are organic food consumers? Acompilation and rview ò why people purchase organic food”, Journal of Consumer Behavior , Vol.6, Isue 2/3, 94-110. 11. Kraft, F.B. & Goddell, P.W. (1993). “Identifying the health conscious consumer”, Journal of Health Care Marketing, Vol.13, 18-25. 12. Magnusson, K.M., Arvola, A., Hursti, K.K.U, Aberg, L. & Sjoden, O.P. (2001). “Attitudes towards organic food among Swedish consumer”, British Food Journal , Vol.103, No.3, 209-226. 13. Oude Ophuis, P.A.M. (1989). “Measuring health orientation and health consciousness as determinants of food choice behavior: development anhd implemantation of various attitudinal scales”, in Avlonitis, G.J., Papavasiliou, N.K & Kouremenos, A.G. (Eds), Marketing Thought and Practice in the 1990s, EMAC XVIII, Athens School of Economics and Business, Athens , 1723-1725. 14. Padel, Susanne & Carolyn Foster (2005). “Exploing the gap between attitudes and behavior”, British Food Journal , Vol.107, No.8, 606. 15. Victoria Kulikovski and Manjola Agolli (2010), “Drivers for organic food consumption in Greece”, International Hellenic University, www.ihu.edu.gr 16. Zanoli, R. & Simona Naspetti (2002). “Consumer motivation in the purchase of organic food”, British Food Journal , Vol.104, No.8, 643. 17. Wray, R.J. & Jupka, K. & Ludiwg-Bell, C. (2005). “A community-wide media campaign to promote walking in a Missouri town. Public Health research”, Practice Policy , Vol.2, No.4, 1-17. 18. 507